Luận văn Tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán

Đại diện của tính thiếu thanh khoản ở đây được áp dụng theo Amihud 2002, đo bằng trung bình tỷ số hàng ngày của giá trị tuyệt đối tỷ suất sinh lợi chứng khoán chia cho giá trị giao dịch

Mục lục

DANH MỤC BẢNG 1

Tóm tắt 2

1 Giới thiệu 2

2 Tổng quan các nghiên cứu trước đây 5

3 Mối quan hệ theo chiều ngang giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản 9 3.1 Đo lường tính thiếu thanh khoản 9

3.2 Mô hình hồi quy chéo và các biến 12

3.3 Dữ liệu 14

3.3.1 Nguồn dữ liệu 14

3.3.2 Xử lý dữ liệu 14

3.4 Thống kê mô tả các biến 16

3.5 Kết quả hồi quy chéo 18

4 Mối quan hệ theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản. 26

4.1 Mô hình theo thời gian giữa tỷ suất sinh lợi và tính thiếu thanh khoản. 27

4.2 Tính thiếu thanh khoản thị trường và tỷ suất sinh lợi vượt trội dựa trên danh mục sắp xếp theo quy mô. 28

4.3 Tác động của tính thiếu thanh khoản, kiểm soát cho tác động của phần bù rủi ro kỳ hạn 29

4.4 Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian. 30

5 Kết luận 34

Tài liệu tham khảo 36

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1-Thống kê mô tả và hệ số tương quan 17

Bảng 2-Kết quả hồi quy chéo 20

Bảng 3-Kết quả hồi quy chéo (sử dụng biến thiếu thanh khoản theo tháng) 24

Bảng 4-Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian 31

Bảng 5-Kết quả mô hình hồi quy theo thời gian có sự kiểm soát của biến phần bù rủi ro kỳ hạn 33

Đại diện của tính thiếu thanh khoản ở đây được áp dụng theo Amihud (2002), đo bằng trung bình tỷ số hàng ngày của giá trị tuyệt đối tỷ suất sinh lợi chứng khoán chia cho giá trị giao dịch của các chứng khoán

1 Giới thiệu

Tính thanh khoản đo lường mức độ mà một tài sản bất kì có thể được mua hoặc bán trên thị trường mà không làm ảnh hưởng đến giá thị trường của tài sản đó Khi một nhà đầu tư ra quyết định mua một tài sản, họ cần đánh giá khả năng bán lại tài sản đó

để có lời và liệu có phải chịu một khoản chiết khấu hoặc chi phí giao dịch trong tương lai hay không Điều này làm ảnh hưởng đến dòng tiền tự do có thể nhận được từ việc bán tài sản, do đó tính thanh khoản là một nhân tố quan trọng được sử dụng để đánh giá tài sản Tính thanh khoản không chỉ liên quan đến các tài sản tài chính như chứng khoán mà còn tác động đến giá cả của nhiều tài sản khác

Chứng khoán có tính thanh khoản là những chứng khoán có sẵn thị trường cho việc bán lại dễ dàng, giá cả tương đối ổn định theo thời gian và khả năng cao để phục hồi nguồn vốn đã đầu tư ban đầu của nhà đầu tư Nhờ có thị trường chứng khoán các nhà đầu tư có thể chuyển đổi chứng khoán họ sở hữu thành tiền mặt khi họ muốn Khả năng thanh khoản chính là một trong những đặc tính hấp dẫn của chứng khoán và cũng là rủi ro mà mọi nhà đầu tư trên thị trường luôn phải đối mặt

Nhiều nghiên cứu đề xuất rằng tính thanh khoản của thị trường chứng khoán có thể thúc đẩy sự phát triển của nền kinh tế Một ví dụ đó là nghiên cứu của Levine và

Zerovos (1998) nghiên cứu theo chiều ngang ở 47 quốc gia, kết quả cho thấy tính thanh khoản của thị trường chứng khoán có tác động tích cực đến tăng trưởng GDP thời gian từ 1976 – 1993

Thị trường chứng khoán ảnh hưởng đến hoạt động kinh tế thông qua việc tạo ra tính thanh khoản Nhiều dự án đầu tư sinh lợi yêu cầu một cam kết dài hạn về vốn, nhưng các nhà đầu tư thường do dự khi mất quyền kiểm soát vốn tiết kiệm của họ trong thời gian dài Thị trường cổ phần thanh khoản làm cho sự đầu tư ít rủi ro hơn và hấp dẫn hơn, bởi vì nó cho phép nhà đầu tư có thể bán cổ phần một cách dễ dàng với chi phí thấp khi họ cần tiền mặt hoặc muốn thay đổi danh mục đầu tư Đồng thời, các công ty

ưa thích sự bền vững có thể tăng vốn bằng cách phát hành vốn cổ phần Bằng lợi thế của kỳ hạn dài, đầu tư sẽ sinh lời hơn, tính thanh khoản của thị trường cải thiện sự phân phối nguồn vốn và tăng cường triển vọng cho sự tăng trưởng dài hạn của nền kinh tế Hơn nữa, khi đầu tư ít rủi ro hơn và sinh lợi hơn, tính thanh khoản của thị trường chứng khoán sẽ thu hút nhiều sự đầu tư hơn Nói một cách ngắn gọn, nhà đầu

tư sẽ đến nếu họ có thể rời khỏi (Levine 1996)

Việt Nam là một thị trường mới nổi với môi trường kinh tế đang ngày càng hoàn thiện

và hiệu quả hơn Bekaert và Harvey (1997) chỉ ra rằng, hoạt động của thị trường mới nổi thì thay đổi đáng kể theo thời gian thích ứng với tốc độ toàn cầu hòa của nền kinh

tế Do đó, kiểm định sự thay đổi trong tính thanh khoản qua thời gian và nghiên cứu tác động của nó lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán là một vấn đề quan trọng

Theo lý thuyết về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và rủi ro, nhà đầu tư yêu cầu tỷ suất sinh lợi càng cao khi tài sản càng có nhiều rủi ro và ngược lại Hay nói cách khác, tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi được kỳ vọng sẽ có mối quan hệ ngược chiều, vì chứng khoán có tính thanh khoản cao rủi ro sẽ ít hơn so với chứng khoán có tính thanh khoản thấp

Amihud và Mendelson (1986) là những người đầu tiên đã tìm thấy mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi Từ đó, nhiều bài nghiên cứu về mối quan hệ này

đã được thực hiện với quy mô, phương pháp đo lường tính thanh khoản và kết quả thu được theo nhiều chiều hướng khác nhau

Tuy nhiên, hiện chưa có nhiều nghiên cứu về mối quan hệ giữa tính thanh khoản (thiếu thanh khoản) và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trên thị trường Việt Nam Do đó, dựa trên nghiên cứu của Amihud (2002), đề tài này thực hiện nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản trên thị trường chứng khoán Việt Nam, sử dụng dữ liệu từ năm 2007-2012 Đề tài tập trung vào phân tích thực nghiệm nhằm tìm ra bằng chứng về tác động của tính thiếu thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán Để đạt được mục tiêu này, các câu hỏi nghiên cứu cần được trả lời là: (i)Tính thiếu thanh khoản liệu có tác động đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán khi đã được kiểm soát cho các biến đặc trưng của chứng khoán hay không ? ; (ii) Theo thời gian, tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường (vượt trội trên lãi suất tín phiếu kho bạc) có chứa đựng một phần bù cho tính thiếu thanh khoản của thị trường hay không ?

Tác động của tính thiếu thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán được kiểm định

cả qua mô hình hồi quy chéo và hồi quy chuỗi thời gian

Trong mô hình hồi quy chéo, tỷ suất sinh lợi chứng khoán là một hàm số của tính thiếu thanh khoản và một số biến đặc trưng của chứng khoán Tính thiếu thanh khoản

ở đây được đo lường bằng tỷ số hàng ngày giữa giá trị tuyệt đối tỷ suất sinh lợi chứng khoán trên giá trị giao dịch của mỗi chứng khoán, sau đó tính trung bình qua một số thời kỳ, kí hiệu là ILL Đầu tiên, tỷ suất sinh lợi chứng khoán được hồi quy theo bốn biến bao gồm tính thiếu thanh khoản, bêta, tỷ suất sinh lợi quá khứ của 100 ngày cuối,

tỷ suất sinh lợi quá khứ của 100 ngày còn lại Tiếp theo, tỷ suất sinh lợi chứng khoán được hồi quy theo tám biến Ngoài bốn biến ở trên, còn có thêm biến quy mô, chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BM), tỷ suất cổ tức (DY), độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi (SD) Cuối cùng, mô hình hồi quy được điều chỉnh để loại bỏ tác động của tháng giêng cho tất cả các hồi quy Ngoài ra, mô hình còn được ước lượng lại với

sự thay thế của biến thiếu thanh khoản theo năm bằng biến thiếu thanh khoản theo tháng, đồng thời thêm vào biến chỉ số thu nhập trên giá (E/P)

Trong mô hình hồi quy chuỗi thời gian, tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường (vượt trội trên lãi suất tín phiếu kho bạc) được hồi quy theo tính thiếu thanh khoản kỳ vọng

và không kỳ vọng của thị trường Tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng của thị trường được lấy từ phần dư của mô hình tự hồi quy của chính tính thiếu thanh khoản

kỳ vọng Biến giả tháng Giêng được thêm vào mô hình để kiểm soát cho hiệu ứng tháng Giêng Tính thiếu thanh khoản được dự đoán là có ảnh hưởng lớn hơn đối với các doanh nghiệp nhỏ, do đó hồi quy tỷ suất sinh lợi vượt trội theo tính thiếu thanh khoản dựa trên danh mục sắp xếp theo quy mô được thực hiện Ngoài ra, tác động của tính thiếu thanh khoản theo thời gian còn được kiểm soát cho ảnh hưởng của phần bù rủi ro kỳ hạn

Bố cục của bài nghiên cứu được tổ chức như sau Phần tiếp theo là tổng quan một số nghiên cứu trước đó về mối quan hệ giữa tính thanh khoản (thiếu thanh khoản) và tỷ suất sinh lợi Phần 3 trình bày phương pháp đo lường tính thiếu thanh khoản, mô hình hồi quy chéo, cách thu thập xử lý dữ liệu và kết quả của mô hình hồi quy chéo Phần

4 trình bày kiểm định theo thời gian về tác động của tính thiếu thanh khoản thị trường đối với tỷ suất sinh lơi vượt trội Phần 5 là kết luận

2 Tổng quan các nghiên cứu trước đây

Amihud và Mendelson (1986) thực hiện bài nghiên cứu tiên phong về vai trò của tính thiếu thanh khoản (thanh khoản) đối với giá cả tài sản cho thị trường chứng khoán New York, sử dụng chênh lệch giữa giá mua và giá bán như là đại diện cho tính thanh khoản Kết quả cho thấy một mối liên hệ cùng chiều (ngược chiều) giữa tỷ suất sinh lợi mong đợi và tính thiếu thanh khoản (tính thanh khoản)

Eleswarapu và Reinganum (1993) nghiên cứu hành vi theo mùa của phần bù thanh khoản trong giá cả chứng khoán cũng cho sàn chứng khoán New York Hai nhà nghiên cứu đã tìm ra rằng trong thời kỳ từ 1961-1990, phần bù thanh khoản là dương

và đáng tin cậy trong suốt tháng Giêng Các tháng ngoài tháng Giêng, không phát hiện được mối quan hệ có ý nghĩa giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi Kết quả này không đồng nhất với Amihud và Mendelson (1986) Bài nghiên cứu này còn tìm

ra bằng chứng cho thấy ảnh hưởng đáng kể của quy mô công ty lên giá cả chứng khoán khi thêm quy mô vào mô hình với vai trò là biến kiểm soát

Brennan và Subrahmanyam (1996) tìm ra mối quan hệ có ý nghĩa giữa tỷ suất sinh lợi yêu cầu và tính thanh khoản, các chứng khoán có tính thiếu thanh khoản sẽ nhận được một tỷ suất sinh lợi cao hơn Kết quả này vẫn có ý nghĩa sau khi thêm các nhân tố Fama và French vào mô hình với vai trò là biến kiểm soát, cũng như sau khi điều chỉnh cho các mức giá cả khác nhau

Cách giải thích truyền thống cho lý do về mối quan hệ ngược chiều giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán là các nhà đầu tư nắm giữ chứng khoán nhận biết rằng họ sẽ phải đối mặt với chi phí giao dịch khi bán chứng khoán trong tương lai, do đó họ sẽ chiết khấu chứng khoán với một chi phí giao dịch cao hơn (Amihud & Mendelson, 1986; Vayanos, 1998) Một giải thích khác được đề xuất bởi Baker & Stein (2004) trên góc độ của tài chính hành vi học là tính thanh khoản không thường xuyên của thị trường được tạo ra do sự chiếm ưu thế của các nhà đầu tư thiếu lý trí, họ thường có những hành động quá mức đối với những thông tin về phát hành cổ phiếu hay dòng tiền chu chuyển Thanh khoản cao là dấu hiệu cho thấy các nhà đầu tư thiếu

lý trí này đang quá tự tin và đánh giá quá cao thị trường, họ hành động quá mức và sẽ làm giảm tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trong tương lai

Bằng chứng không đồng nhất về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và chênh lệch giá mua bán dẫn đến việc các nhà nghiên cứu đã đưa ra một vài đo lường thay thế khác cho tính thanh khoản Datar và các đồng sự (1998) sử dụng tỷ lệ luân chuyển (số lượng chứng khoán đang giao dịch/số lượng chứng khoán đang lưu hành) như là một đại diện cho tính thanh khoản Kết quả cho thấy rằng tính thanh khoản đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi chứng khoán qua chiều ngang, chứng khoán ít thanh khoản cho tỷ suất sinh lợi cao hơn

Tương tự, Chordia và các đồng sự (2001) cũng nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi mong đợi và tính thanh khoản với đại diện là hoạt động giao dịch Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu tỷ suất sinh lợi hàng tháng, các đặc trưng của chứng khoán trên sàn NYSE và các công ty niêm yết trên AMEX từ tháng 1 năm 1966 đến tháng 12 năm 1995 Chordia và các đồng sự sử dụng hoạt động giao dịch là đại diện của tính thanh khoản dựa vào nghiên cứu của Stoll (1978), được đo lường bằng lượng cổ phiếu

giao dịch tính bằng đôla và vòng quay cổ phiếu (số cổ phiếu giao dịch chia cho số cổ phiếu đang lưu hành) Các biến kiểm soát được đưa vào mô hình là quy mô, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, tỷ suất sinh lợi quá khứ Kết quả hồi quy chéo cho thấy một mối quan hệ âm và mạnh giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi đã được tìm thấy Mối quan hệ này thì có ý nghĩa thống kê và kinh tế sau khi thực hiện thêm một

ra bằng chứng cho thấy tính thiếu thanh khoản không kỳ vọng thì có mối quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi không kỳ vọng hiện thời

Các nghiên cứu thời gian gần đây không còn xem xét tính thanh khoản với vai trò là biến đặc trưng của chứng khoán mà được xem là một nhân tố rủi ro tổng thể Acharya

và Pedersen (2005) nghiên cứu mô hình định giá tài sản vốn CAPM hiệu chỉnh, giải thích tác động của rủi ro thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán Mô hình hồi quy chéo sử dụng dữ liệu trên NYSE và AMEX thời kì 1963 đến 1999 Tính thanh khoản ở đây được đo lường bằng tỷ số Amihud (2002) Bài nghiên cứu cho thấy mô hình CAPM hiệu chỉnh này giải thích sự biến đổi của tỷ suất sinh lợi tốt hơn mô hình CAPM truyền thống; nhà đầu tư yêu cầu tỷ suất sinh lợi cao hơn khi chứng khoán thiếu thanh khoản, nhưng tác động này sẽ ít đi khi cả thị trường đều thiếu thanh khoản

Keene và Peterson (2007) dùng phương pháp hồi quy chuỗi thời gian Fama-French

để kiểm định mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán thời

kỳ từ năm 1963-2002 sử dụng sáu đại diện đo lường cho tính thanh khoản Đại diện thứ nhất là giá trị giao dịch, tính bằng tích giữa số lượng chứng khoán giao dịch và giá chứng khoán tại thời điểm tương ứng Đại diện thứ hai là vòng quay cổ phiếu, bằng tích của số cổ phiếu giao dịch chia cho số sổ phiếu đang lưu hành Đo lường thứ ba và

bốn lần lượt là độ lệch chuẩn của khối lượng giao dịch và vòng quay cổ phiếu Hai cách đo lường cuối cùng là hệ số biến đổi của khối lượng giao dịch và vòng quay cổ phiếu Kết quả cũng cho thấy ảnh hưởng quan trọng của tính thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi danh mục, ngay cả sau khi xem xét tác động của quy mô, thị trường, giá trị sổ sách/giá trị thị trường vốn cổ phần (BE/ME), tỷ suất sinh lợi quá khứ

Về các nghiên cứu cho thị trường mới nổi và các nước châu Á, Jun và các đồng sự (2003) thu thập dữ liệu tại 27 thị trường mới nổi giai đoạn từ 1992 – 1999 để nghiên cứu hành vi của tính thanh khoản Các tác giả tìm thấy rằng tỷ suất sinh lợi chứng khoán tại thị trường các nước mới nổi có tương quan dương với tính thanh khoản của toàn bộ thị trường với đo lường của tính thanh khoản là tỷ số luân chuyển cổ phần, giá trị giao dịch và tích tỷ số luân chuyển - khối lượng giao dịch Kết quả này thì nhất quán ở cả hồi quy dữ liệu chéo và phân tích chuỗi thời gian, thậm chí cả sau khi kiểm soát cho các biến beta thị trường thế giới, mức vốn hóa thị trường và chỉ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách Mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh khoản ở đây được giải thích là do thị trường các nước mới nổi không hoàn toàn hội nhập với thị trường thế giới Vì vậy, tính thiếu thanh khoản không phải là một nhân tố rủi ro nên không làm hạ thấp tỷ suất sinh lợi

Bekaer và các đồng sự (2007) nghiên cứu ở 18 thị trường chứng khoán mới nổi bao gồm Ac-hen-ti-na, Bra-xin, Chi Lê, Columbia, Thụy Điển, Ấn Độ, Hàn Quốc, Malaysia, Indonesia, Mexico, Pakistan, Bồ Đào Nha, Philippin, Đài Loan, Thái Lan, Venezuela, Zimbawe, Thổ Nhĩ Kỳ Mở đầu, tác giả sử dụng đo lường của tính thanh khoản là một biến đổi của tỷ lệ số ngày có tỷ suất sinh lợi bằng không trung bình qua các tháng Như dự đoán, tính thanh khoản thật sự có tác động tích cực đến tỷ suất sinh lợi tương lai Tiếp theo, tác giả kiểm định lý thuyết về tính thanh khoản đã được Amihud thực hiện năm 2002 qua mô hình tự hồi quy vectơ VAR và cũng tìm ra bằng chứng rằng mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi thật sự có ý nghĩa Thêm nữa, tính thanh khoản không kỳ vọng thì có tương quan dương với tỷ suất sinh lợi kỳ vọng và tương quan âm với tỷ lệ cổ tức Cuối cùng, tác giả ước lượng một mô hình định giá đơn giản với tính thanh khoản và danh mục thị trường đóng vai trò là

nhân tố rủi ro, chi phí giao dịch tỷ lệ với tính thanh khoản Kết quả cho thấy tính thanh khoản nội địa là một nhân tố quan trọng khi xác định tỷ suất sinh lợi kỳ vọng

và quá trình toàn cầu hóa không thể loại bỏ hoàn toàn tác động này

Chang và các đồng sự (2010) sử dụng dữ liệu hàng tháng của các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn chứng khoán Tokyo từ tháng 1 năm 1975 đến tháng 12 năm 2004 để kiểm định xem liệu có hay không một phần bù cho sự biến đổi tính thanhh khoản Các tác giả sử dụng một vài đo lường khác nhau của tính thanh khoản: đo lường của Amihud (2002) (giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi chia cho giá trị giao dịch), logarit của tỷ số khối lượng chứng khoán giao dịch chia cho khối lượng chứng khoán đang lưu hành, tỷ lệ số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lợi bằng không… Bài nghiên cứu cho thấy một bằng chứng mạnh mẽ về tác động tính thanh khoản lên tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Nhật Bản - tính thanh khoản có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi chứng khoán Các tác giả cũng phân tích ảnh hưởng của chu kỳ kinh doanh đến mối quan hệ này Kết quả cho thấy tại thời kỳ hưng thịnh, mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi là có ý nghĩa và ngược lại khi trong thời kỳ suy thoái Narayan và Zheng (2011) nghiên cứu mối quan hệ giữa tính thanh khoản và tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Trung Quốc từ năm 1997 đến năm 2003 Tính thanh khoản được đại diện bởi khối lượng giao dịch, tỷ lệ luân chuyển và tần suất giao dịch Bài nghiên cứu cho thấy một mối tương quan âm và yếu giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thanh khoản

Nhìn chung, các nghiên cứu hiện nay cho thấy tại các thị trường chứng khoán mới nổi, tính thanh khoản tác động đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán với mức độ và chiều hướng khác nhau

3 Mối quan hệ theo chiều ngang giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu thanh khoản

3.1 Đo lường tính thiếu thanh khoản

Tính thanh khoản có thể khá dễ dàng để định nghĩa nhưng lại được chứng minh là khó

có thể đo lường được một cách chính xác Rất nhiều nhà nghiên cứu trước đây đã đưa

ra các đo lường khác nhau làm đại diện cho tính thanh khoản Theo nghiên cứu của Aitken và Winn (1997) cho thấy có 68 phương pháp đo lường hiện được sử dụng trong nghiên cứu và đề xuất rằng chưa có sự đồng thuận về một phương pháp đo lường tốt nhất Aitken và Winn cũng trình bày là có ít hoặc không có liên hệ giữa các chuẩn đo

đó và phương pháp đo lường không thích hợp có thể dẫn tới kết luận sai lầm về sự thay đổi trong cấu trúc thị trường

Chênh lệch giá mua - bán là một đo lường được các nhà nghiên cứu trước đây sử dụng rộng rãi để làm sáng tỏ mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi tài sản và tính thanh khoản (Amihud,1986; Eleswarapu,1997) Ngoài ra, có thể đo lường bằng xác suất giao dịch dựa trên thông tin (Easley và các đồng sự, 1999), xác suất này phản ánh chi phí lựa chọn bất lợi do hậu quả của bất cân xứng thông tin giữa các nhà đầu tư, cũng như phản ánh rủi ro giá chứng khoán đi chệch hướng so với giá trị thông tin đúng Tuy nhiên, những đo lường này đòi hỏi nhiều dữ liệu vi mô không có sẵn ở thị trường chứng khoán Việt Nam Do đó bài nghiên cứu này sẽ sử dụng tỷ số Amihud (2002) làm đại diện cho tính thanh khoản Tỷ số này có thể dễ dàng tính toán từ dữ liệu hàng ngày của tỷ suất sinh lợi và khối lượng giao dịch trong một thời gian khá dài

Theo Amihud (2002), tính thiếu thanh khoản hàng ngày của một chứng khoán, kí hiệu

là ILLiyd, được định nghĩa là giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi hàng ngày chia cho giá trị giao dịch hàng ngày

iyd iyd

Trong đó: Riyd là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i vào ngày d của năm y; VOLiyd là giá trị giao dịch của chứng khoán i vào ngày d của năm y tính bằng tiền (triệu VND); ILLiyd đại diện cho phần trăm thay đổi giá trị tuyệt đối của giá cả cho mỗi đơn vị giá

trị giao dịch

Do giá cả hàng ngày thay đổi sẽ ảnh hưởng tới một đơn vị giá trị giao dịch nên có thể xem đây là một đo lường đơn giản của tác động giá cả Từ tính thiếu thanh khoản hàng ngày của chứng khoán, ta có công thức tính biến thiếu thanh khoản hàng năm

của một chứng khoán là bằng trung bình tính thiếu thanh khoản của tất cả các ngày trong năm của chứng khoán đó

iy

Diy

t

iyd iyd

iy

D

VOL R

/

Trong đó Diy là số ngày giao dịch trong năm y

Tính thiếu thanh khoản hàng năm của thị trường là trung bình tính thiếu thanh khoản của tất cả các chứng khoán trong năm

y

Ny

t

iy y

Với Ny là số chứng khoán trong năm y

Tương tự ta có công thức tính sự thiếu thanh khoản hàng tháng của một chứng khoán

im

D

VOL R

ILL

1 ,

ILLim là tính thiếu thanh khoản của chứng khoán i trong tháng m; Rimd là tỷ suất sinh lợi chứng khoán i vào ngày d của tháng m; VOLimd là giá trị giao dịch của chứng khoán i vào ngày d của tháng m tính bằng tiền; Dim là số ngày giao dịch trong tháng

m

ILLM,m là tính thiếu thanh khoản của thị trường trong tháng m; Nm là số chứng khoán trong tháng m

3.2 Mô hình hồi quy chéo và các biến

Mối quan hệ theo chiều ngang của tính thiếu thanh khoản và tỷ suất sinh lợi hàng tháng của chứng khoán Rimy được kiểm định theo mô hình của Amihud như sau:

) 1 (

2

1 , 1

, 1

n

j

y ji jmy y

i my

my

R

Vào thời điểm đầu năm, các nhà đầu tư khi ra quyết định đầu tư sẽ xem xét các nhân

tố đặc trưng của chứng khoán vào năm trước đó nên các biến nằm phía vế phải mô hình có độ trễ một năm so với biến tỷ suất sinh lợi bên vế trái

Do tính thanh khoản hàng năm của chứng khoán biến đổi khá nhiều qua các năm, nên biến ILLiy được chia cho tính thiếu thanh khoản của thị trường ILLM,y để có được giá trị thanh khoản hiệu chỉnh (ILLAi,y)

ILLAiy = ILLiy / ILLM,y

Xji,y-1 là các biến đặc trưng của chứng khoán i năm y-1 Các biến đặc trưng của chứng khoán bao gồm: (1) quy mô doanh nghiệp, lnCAPi,y-1 là logarit cơ số mũ tự nhiên của giá trị vốn hóa thị trường của chứng khoán i trong năm y-1; (2) bêta, βi,y-1, là bêta của chứng khoán i được ước lượng năm y-1; (3) rủi ro tổng thể, SDi,y-1 là độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi hàng ngày trên chứng khoán i năm y-1 (nhân cho 102); (4) tỷ suất

cổ tức, DYi,y-1 là tỷ số giữa tổng cổ tức tiền mặt nhận được năm y-1 chia cho giá chứng khoán cuối năm y-1; (5) tỷ suất sinh lợi quá khứ, bao gồm hai biến R100iy là tỷ suất sinh lợi suốt 100 ngày giao dịch cuối của chứng khoán i năm y-1, R100YRiy là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i trong thời gian còn lại năm y-1, chính là khoảng thời gian nằm giữa thời điểm đầu năm và 100 ngày trước khi kết thúc giao dịch;(6) BM i,y-1chỉ số giá trị sổ sách chia cho giá trị thị trường của chứng khoán i năm y-1; (7) E/Pi,y-1 chỉ số thu nhập trên giá của chứng khoán i năm y-1

εimy là phần dư

LnCAPi,y-1 được sử dụng với vai trò là biến kiểm soát thể hiện tác động của quy mô đã được nhắc đến trong nhiều bài nghiên cứu Tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của chứng khoán thì có mối quan hệ ngược chiều với quy mô (Reinganum, 1981; Fama French 1992), quy mô cũng được coi là một đại diện cho tính thanh khoản

SDi,y-1 được đưa vào mô hình bởi lý do danh mục của các nhà đầu tư có thể không được đa dạng hóa tốt, vẫn còn rủi ro không hệ thống DYi,y-1 được xem là một nhân tố quan trọng để xác định tỷ suất sinh lợi chứng khoán ở Mĩ DY phải có mối quan hệ cùng chiều với tỷ suất sinh lợi nếu nhà đầu tư yêu cầu đền bù cho thuế suất cao hơn đánh trên cổ tức so với lãi vốn Tuy nhiên, DY có thể ngược chiều với tỷ suất sinh lợi,

vì theo lý thuyết về mối quan hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi (rủi ro luôn đi cùng với

tỷ suất sinh lợi), do đó chứng khoán cổ tức nhiều hơn sẽ có tỷ suất sinh lợi ít hơn

Tỷ suất sinh lợi quá khứ có thể ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi kỳ vọng (theo Brennna

và các đồng sự, 1998) nên cần được đưa vào mô hình

βi,y-1 là biến kiểm soát cho rủi ro hệ thống Như chúng ta đã biết hệ số bêta là một tham số phản ánh mối quan hệ giữa độ biến động của giá chứng khoán mà ta đang quan tâm với sự biến động của mức giá chung trên thị trường Nó phản ánh độ nhạy cảm của chứng khoán đang xem xét với mức giá chung của thị trường

Bêta được tính theo phương pháp tương tự như Fama-French (1992) Tại cuối mỗi năm, chứng khoán được sắp xếp theo giá trị vốn hóa thị trường và được chia thành 10 danh mục (quy mô ở đây được sử dụng như một công cụ) Tiếp theo, tỷ suất sinh lợi của danh mục Rpty được tính bằng trung bình của tỷ suất sinh lợi các chứng khoán trong danh mục vào ngày t của năm y Mô hình ước lượng bêta cho mỗi danh mục theo mô hình của Scholes và Williams (1997):

Rpty= apy+ BETApy.Rmty + epty

Trong đó: Rmty là tỷ suất sinh lợi thị trường (Ở đây được lấy là sự thay đổi trong chỉ số VN-INDEX)

Bêta của mỗi chứng khoán là bêta của danh mục chứa chứng khoán đó1

1

Mô hình cũng sử dụng bêta riêng lẻ của từng chứng khoán để chạy lại mô hình thay vì bêta của cả danh mục Kết quả cho thấy bêta không có ý nghĩa thống kê trong mô hình hồi quy Kết quả về ILL

Biến BMi,y-1 không được Amihud (2002) đưa vào mô hình bởi vì theo Easley & các đồng sự (2002) và Loughran (1997) không tìm thấy tác động của chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường vốn cổ phần trên thị trường chứng khoán New York Tuy nhiên, biến BM được xác định là một trong ba nhân tố có tác động đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong mô hình được Fama-French đưa ra trong bài nghiên cứu năm 1993 Mô hình này cũng được kiểm định là có hiệu quả tại thị trường các nước mới nổi như Ấn

Độ (Connor và Senghal, 2001), Đài Loan (Eva H.Tu, 2002) Do đó, trong bài nghiên cứu ở Việt Nam này biến BM được đưa vào mô hình để thể hiện ảnh hưởng của nó lên tỷ suất sinh lợi

3.3 Dữ liệu

3.3.1 Nguồn dữ liệu

Mẫu trong bài nghiên cứu bao gồm các công ty cổ phần niêm yết trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Số lượng các công ty trong mẫu cuối cùng thay đổi từ 59 công ty (2008) đến 98 công ty (2012)

Lý do của việc chọn mẫu này thay vì sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội là do sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM có quy mô lớn hơn về khối lượng giao dịch, niêm yết

và giá trị vốn hóa, nên có thể đại diện tốt hơn cho thị trường Việt Nam

Dữ liệu được tổng hợp từ lịch sử giao dịch, lịch sự kiện và báo cáo tài chính của các công ty từ năm 2007-2011 (đối với biến thiếu thanh khoản và biến đặc trưng của chứng khoán), từ 2008-2012 (đối với biến tỷ suất sinh lợi hàng tháng) Dữ liệu được thu thập từ các trang web: www.cophieu68.com, www.vietstock.vn, www.cafef.vn

Tỷ suất sinh lợi thị trường dùng để tính bêta được lấy là sự thay đổi trong chỉ số INDEX

VN-3.3.2 Xử lý dữ liệu

Theo Amihud và căn cứ vào điều kiện thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam, các chứng khoán được đưa vào mô hình phải thỏa mãn các điều kiện sau:

vẫn giữ nguyên Do đó, dùng bêta của danh mục chỉ định cho mỗi chứng khoán không có ảnh hưởng nhiều đến kết quả thu được

(i) Chứng khoán phải có dữ liệu về tỷ suất sinh lợi và khối lượng giao dịch hơn

200 ngày trong năm y-1 Điều này để đảm bảo tham số ước lượng đáng tin cậy

(ii) Giá chứng khoán vào cuối năm y-1 lớn hơn 5000 đồng Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán có giá quá thấp sẽ bị ảnh hưởng nhiều bởi bước nhảy giá tối thiểu trên sàn giao dịch (trong bài nghiên cứu này bước nhảy tối thiếu là 100 đồng do đang nghiên cứu trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh), có thể làm nhiễu kết quả ước lượng

(iii) Phải loại bỏ giá trị bất thường (outlier) – các chứng khoán có ILLiy năm y-1 thuộc 1% cao nhất hoặc thấp nhất của phân phối phải loại bỏ (sau khi đã thỏa mãn hai điều kiện đầu tiên)

Kiểm định giá trị bất thường: Giá trị bất thường là một hiện tượng phổ biến trong

nghiên cứu khoa học Trong cuốn sách “Statistical Design and Analysis of Experiments”, các tác giả Mason, Gunst, và Hess định nghĩa giá trị bất thường như sau: giá trị bất thường là các giá trị cực so với các giá trị khác được quan sát trong cùng một điều kiện Giá trị bất thường có thể là một giá trị đơn lẻ, nhưng cũng có thể

là giá trị từ hai hay nhiều biến số Các giá trị bất thường nếu không bị loại bỏ sẽ làm ảnh hưởng tới kết quả ước lượng

Có nhiều phương pháp để kiểm định giá trị bất thường, đề tài này dùng phương pháp đơn giản nhất là dựa vào giả định phân phối chuẩn Chúng ta biết rằng nếu biến

số X tuân theo luật phân phối chuẩn với trung bình m và độ lệch chuẩn s thì 99% các giá trị của X phải nằm trong khoảng từ m – 2.576 s đến m + 2.576 s Do đó, bất cứ

số xi nào có giá trị thấp hơn hay cao hơn thì có thể coi là giá trị bất thường

Tỷ suất sinh lợi chứng khoán:

Tỷ suất sinh lợi kỳ t = ln (Giá đóng cửa cuối kỳ t/Giá đóng cửa cuối kỳ t-1) Kỳ ở đây tương ứng là ngày, tháng khi tính tỷ suất sinh lợi cho chứng khoán theo ngày, tháng

Tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường:

Để có tỷ số BM ta tính giá trị sổ sách của mỗi cổ phiếu: BVPS= (Vốn chủ sở hữu-Tài sản vô hình) / Tổng khối lượng cổ phiếu đang lưu hành

Quy mô của doanh nghiệp:

Giá trị vốn hóa thị trường của doanh nghiệp năm y được xác định bởi giá đóng cửa của chứng khoán ngày cuối cùng của năm y nhân cho tổng khối lượng cổ phiếu phổ thông đang lưu hành

Bêta của chứng khoán: Thay vì chạy mô hình hồi quy để tìm bêta, để đơn giản đề tài

dùng hàm SLOPE(tỷ suất sinh lợi danh mục, tỷ suất sinh lợi VN-INDEX) trong excel

để tính bêta

3.4 Thống kê mô tả các biến

Bảng 1 trình bày thống kê tóm tắt của tất cả các biến trong mô hình và hệ số tương quan giữa các biến Trong mỗi năm, trung bình hàng năm, độ lệch chuẩn, độ nhọn, trung vị, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất được tính chéo cho các chứng khoán trong mẫu, sau đó thống kê hàng năm được sử dụng để tính trung bình cho năm năm Tương

tự, hệ số tương quan chéo giữa các biến được tính cho mỗi năm và rồi tính trung bình qua các năm Nhìn chung, hệ số tương quan giữa các biến là tương đối thấp và như dự đoán, ILLAiy có mối tương quan âm với quy mô doanh nghiệp: corr(ILLAiy, lnCAPiy)= -0.313 Trong trường hợp bài nghiên cứu của Amihud (2002) là -0.614 Ngoài ra, bêta và quy mô doanh nghiệp ở đây có mối tương quan dương với nhau, corr(BETA, lnCAP)=0.495 nghĩa là doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì bêta càng cao Nhưng điều này không nhất quán với lý thuyết đã được chấp nhận rộng rãi là bêta

và quy mô doanh nghiệp phải có tương quan âm, bởi vì doanh nghiệp có quy mô lớn

sẽ có ít rủi ro hệ thống hơn Mối tương quan âm giữa quy mô và chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cũng khá cao -0.494, chỉ ra rằng các doanh nghiệp càng nhỏ càng có khả năng bị thị trường đánh giá thấp hơn so với giá trị nội tại của nó

BẢNG 1: Thống kê tóm tắt và hệ số tương quan giữa các biến

Bảng này trình bày thống kê tóm tắt và hệ số tương quan của biến thiếu thanh khoản và các đặc trưng khác của chứng khoán được sử dụng trong mô hình hồi quy chéo ILLA i,y là tính thiếu thanh khoản hiệu chỉnh của chứng khoán i qua các ngày d của năm y SIZE i,y là giá trị vốn hóa thị trường vào cuối năm y của doanh nghiệp (tính bằng triệu VND) lnCAP i,y là logarit của giá trị vốn hóa thị trường, SD là độ lệch chuẩn của chứng khoán i qua các ngày

trong năm y, được nhân cho 10 2 β là beta thị trường của chứng khoán i trong năm y, được ước tính bằng phương pháp của Fama-French (1992) kết hợp với Scholes và William (1977) DY i,y là tỷ suất cổ tức, được tính bằng tỷ số giữa cổ tức tiền mặt và giá của chứng khoán trong năm y BM i,y là chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường R100 là tỷ suất sinh lợi quá khứ của 100 ngày cuối của chứng khoán i năm y R100YR là tỷ suất sinh lợi quá khứ của những ngày còn lại từ thời điểm bắt đầu đến trước 100 ngày cuối cùng trong năm y Chứng khoán trong mẫu phải thỏa mãn điều kiện có dữ liệu giao dịch hơn 200 ngày trong năm y và có giá đóng cửa lớn hơn 5000 đồng; các giá trị bất thường của tính thiếu thanh khoản hàng năm nằm ở 1% cao nhất và thấp nhất của phân phối bị loại bỏ

Mỗi biến được tính cho mỗi chứng khoán trong mỗi năm, sau đó trung bình, độ lệch chuẩn

và độ nhọn được tính chéo qua các chứng khoán trong mỗi năm Bảng này trình bày trung bình qua 5 năm của giá trị trung bình hàng năm, độ lệch chuẩn hàng năm, trung vị của trung bình hàng năm, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất của trung bình hàng năm Tương tự, hệ số tương quan cũng được cho từng năm và sau đó là trung bình qua các năm

Thời kỳ mẫu là từ năm 2007-2011, dữ liệu các chứng khoán niêm yết trên sàn HOSE

Bảng 1A: Tóm tắt thống kê mô tả

SIZE (triệu VND)

E/P

Mean of

annual means 1.114 0.814 7% 1.004 -7% -11% 3.365 2,213,212 0.129 Mean of

annual sd 0.602 0.211 6% 1.813 22% 34% 1.185 4,799,170 0.086 Median of

annual means 1.049 0.877 5% 1 -10% -9% 3.416 2,236,397 0.126 Mean of

3.5 Kết quả hồi quy chéo

Trong mô hình (1), tỷ suất sinh lợi của mỗi chứng khoán trong từng tháng của năm y được hồi quy theo dữ liệu ILLAiy và các biến đặc trưng của chứng khoán vào năm y-

1 Mô hình được ước lượng cho 60 tháng (5 năm), tạo ra 60 bộ hệ số hồi quy kjmy, m=1,2,3….,12 và y = 2008, 2009, 2010, 2011,2012 Trung bình và sai số chuẩn của

60 bộ hệ số hồi quy này được tính cho mỗi biến độc lập Sau đó, dùng kiểm định t để kiểm định ý nghĩa thống kê của chúng tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%

Để kiểm soát tác động của hiệu ứng tháng Giêng, kiểm định được thực hiện lại cho mẫu với sự loại trừ đi các dữ liệu của tháng Giêng Kết quả được trình bày ở bảng 2 Hai cột đầu của bảng trình bày kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi mỗi tháng theo bốn biến bao gồm tính thiếu thanh khoản, bêta chứng khoán và hai biến tỷ suất sinh lợi quá khứ:

Ri,m = k0y + k1yILLAi,y-1 + k2y βi,y-1 + k3y R100i,y-1 + k4yR100YRi,y-1 (2)

Hai cột cuối trong bảng 2 trình bày kết quả ước lượng được của mô hình tám biến, các biến được thêm vào là biến tỷ suất cổ tức DY, chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BM, logarit giá trị vốn hóa thị trường của doanh nghiệp lnCAP và rủi ro hệ thống của chứng khoán đại diện bởi độ lệch chuẩn của chứng khoán SD: