Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3

Chương 3 thực hiện phân tích thực trạng TKCCP và các nhân tố tác động đến TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam trong giai đoạn 2011-2019. Kết quả phân tích thực trạng TKCCP được thể hiện tương đồng qua thước đo ILLIQ và thước đo LM12, TKCCP trên TTCK Việt Nam được cải thiện và tăng dần hàng năm tuy nhiên có dấu hiệu giảm trong năm 2018, 2019. Thực trạng cho thấy, có sự chênh lệch tương đối lớn về TKCCP giữa các nhóm ngành và giữa các cổ phiếu, bên cạnh các CPNY duy trì được thanh khoản tốt vẫn còn tồn tại nhiều CPNY có mức thanh khoản kém.

Phân tích các nhân tố tác động tới TKCCP để đánh giá thực trạng và tìm hiểu nguyên nhân dẫn tới sự thay đổi của các nhân tố. Tổng kết tác động của các nhân tố tới TKCCP với phương pháp định tính được thể hiện trong Bảng 3.4.

Bảng 3.4. Tổng kết tác động của các nhân tố

STT

Nhân tố tác động	Kết quả tác động
1	Cấu trúc sở hữu phân tán	Thuận chiều
2	Tỷ lệ sở hữu Nhà nước	Ngược chiều
3	Tỷ lệ sở hữu NĐT nước ngoài	Thuận chiều
4	Tỷ lệ sở hữu cổ đông lớn trong nước	Ngược chiều
5	Chính sách cổ tức (cổ tức bằng tiền)	Thuận chiều
6	Hình thức trả cổ tức	DNNY có trả cổ tức bằng tiền hoặc bằng cổ phiếu TKCCP tốt hơn
7	Hiệu quả hoạt động của DNNY	Thuận chiều
8	Qui mô của DNNY	Thuận chiều
9	Các qui định hỗ trợ hoạt động giao dịch CPNY và minh bạch công bố thông tin	Thuận chiều
10	Tăng trưởng kinh tế	Thuận chiều
11	Lạm phát và lãi suất	Chưa có kết luận

Có thể bạn quan tâm!

Xem toàn bộ 215 trang tài liệu này.

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu định tính

Nội dung phân tích thực trạng sẽ hỗ trợ để tác giả luận giải cho kết quả kiểm định tác động của các các nhân tố tới TKCCP với mô hình kinh tế lượng được thực hiện trong chương 4.

CHƯƠNG 4

KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ TỚI THANH KHOẢN CỦA CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

4.1. Kết quả thống kê mô tả

Dữ liệu của biến độc lập tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng của các cổ phiếu niêm yết trên TTCK Việt Nam chỉ được công bố từ năm 2014 nên phần nội dung phân tích tác động của các nhân tố tới TKCCP bằng mô hình nghiên cứu định lượng sẽ được thực hiện trong giai đoạn từ 2014-2019. Tác giả giới hạn các nhân tố sau là biến độc lập của mô hình nghiên cứu gồm: tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng (Free-float), tỷ lệ sở hữu Nhà nước (SHNN), tỷ lệ trả cổ tức (Pcs), các hình thức trả cổ tức (Type), tăng trưởng bền vững của DNNY (VSGR), qui mô của DNNY (Size), tăng trưởng kinh tế (GDP), lãi suất (Rate).

Dữ liệu nghiên cứu gồm 681 DNNY trên 2 SGDCK Hà Nội và SGDCK TP. Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ 2014-2019. Tác giả thực hiện thay thế những quan sát có giá trị bé hơn giá trị ở phân vị 1% bằng giá trị ở phân vị 1% và những quan sát có giá trị lớn hơn giá trị ở phân vị 99% cũng được thay thế bằng giá trị ở phân vị 99% trong phân phối mẫu ở mỗi biến để hạn chế ảnh hưởng của các quan sát ngoại lai (outliers). Bảng

4.1 dưới đây thể hiện giá trị thống kê của các biến trong mô hình nghiên cứu bao gồm các giá trị trung bình, độ lệch chuẩn, giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất. Mục tiêu khái quát thực trạng về TKCCP và các nhân tố tác động tới TKCCP.

Thanh khoản của cổ phiếu được đo lường theo công thức của Amihud (2002) thể hiện mức biến động giá trên giá trị giao dịch hàng ngày (triệu đồng) nên giá trị ILLIQ thường rất nhỏ, với 3.960 quan sát, giá trị trung bình ILLIQ/ngày là 0,00654 tương ứng với 1 triệu đồng giao dịch mức thay đổi giá bình quân là 0,654% và độ lệch chuẩn 0,01142 trên 1 triệu đồng. Số liệu cho thấy giữa các quan sát có sự chênh lệch lớn về tính kém TKCCP. Trong số các quan sát có đến 71,62% tương ứng 2839 quan sát có giá trị ILLIQ nhỏ hơn giá trị trung bình nên có thể thấy phần lớn các DNNY có thanh khoản cổ phiếu tốt hơn so với giá trị trung bình. Năm 2014 có giá trị ILLIQ nhỏ nhất tương ứng thanh khoản cổ phiếu tốt nhất 0,0050521 tương ứng với 1 triệu giá trị giao dịch mức thay đổi giá xấp xỉ 0,50521%. Giá trị ILLIQ lớn nhất 0,140778 - tương ứng giá trị thanh khoản nhỏ nhất là mã chứng khoán BBS (CTCP VICEM bao bì Bút Sơn được niêm yết trên sàn HNX) trong năm 2019. Khi BBS giao dịch 1 triệu đồng thì mức thay đổi giá trung bình là 14,077%.

Thước đo tính kém thanh khoản LM có giá trị trung bình là 327,85 đơn vị với độ lệch chuẩn là 974,35 đơn vị - cho thấy sự chênh lệch giữa các quan sát và giá trị trung bình lớn. Giá trị thước đo LM càng cao thì TKCCP càng thấp. Theo thống kê, 672 quan sát trong tổng số 3.957 quan sát có giá trị LM lớn hơn giá trị trung bình. Nhìn chung, số lượng quan sát có giá trị LM12 thấp hơn trung bình vẫn chiếm tỷ trọng lớn trong khoảng từ 68,8% - 75,9%. Như vậy, hai thước đo TKCCP có kết quả tương đồng là tỷ trọng CPNY có mức thanh khoản lớn hơn mức trung bình thị trường chiếm ưu thế hơn.

	Obs	Mean	Std. Dev.	Min	Max
ILLIQ	3.960	0,0065472	0,0114271	2,65E-07	0,0653634
LM	3.957	327,8545	974,3584	0,0000202	7409,5
Free-float	4.075	0,4992337	0,2508364	0,0414	0,998614
SHNN	4.080	0,2158287	0,2611765	0	0,8444
Pcs	4.080	0,0958449	0,1279893	0	0,65
VSGR	3.971	0,0508564	0,137961	-0,5197204	0,5512353
KLGD	4.045	6,15e+07	1,59e+08	400	9,71e+08
Size	4.050	5069080	2,30E+07	19619	2,01E+08
Rate	4.080	0,0698333	0,0033379	0,065	0,075
GDP	4.074	0,0663333	0,0040282	0,06	0,071
Risk	3.954	0,0305128	0,0114362	0,0097316	0,0694991
SR	3.954	0,07103	0,0706238	-0,1147178	0,3725922

Bảng 4.1. Thống kê mô tả các biến nghiên cứu giai đoạn 2014-2019

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ *** Tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng (Free-float): Giá trị trung bình của tỷ lệ

Free-float là 49,92% tương ứng bình quân 49,92% số lượng cổ phiếu đang lưu hành trên thị trường được tự do chuyển nhượng với độ phân tán 25,08%. DNNY có tỷ lệ Free- float càng cao thì tính chất “đại chúng” càng lớn. Bởi, CPNY được nắm giữ bởi số lượng lớn các cổ đông và đồng thời các cổ đông này không nắm quyền kiểm soát, không nhận được lợi ích vượt trội từ các thông tin nội bộ. Tỷ lệ Free-float thấp nhất là 4,14%, tỷ lệ

Free-float lớn nhất là 0,9986 tương ứng 99,86% số lượng cổ phiếu đang lưu hành là cổ phiếu tự do chuyển nhượng. Mã cổ phiếu VRC - CTCP bất động sản và đầu tư VRC duy trì tỷ lệ Free-float lớn hơn 90% từ năm 2017-2019. KLGD cổ phiếu trong năm 2018 của VRC xấp xỉ 133,68 triệu cổ phiếu trong khi số lượng cổ phiếu đang lưu hành là 50 triệu cổ phiếu. Có thể thấy, cấu trúc sở hữu phân tán đã giúp cải thiện hoạt động giao dịch của cổ phiếu VRC.

Trung bình mức sở hữu Nhà nước (SHNN) của 681 DNNY trong giai đoạn từ 2014-2019 là 21,58% với độ lệch chuẩn là 26,11% có thể thấy mức sở hữu Nhà nước tại các DNNY tương đối cao trong khi mức sở hữu của NĐT nước ngoài trung bình là 10,14%. Mức sở hữu Nhà nước lớn nhất là 96,72% của mã chứng khoán GAS (Tổng công ty khí Việt Nam) được duy trì quan các năm và đến năm 2019 mức sở hữu của Tập đoàn dầu khí Việt Nam tại GAS vẫn rất cao ở mức 95,76%.

Giá trị trung bình của tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá cổ phiếu (Pcs) là 9,58% tương ứng 1 cổ phiếu lưu hành cổ đông được nhận 958,45 đồng, độ lệch chuẩn của Pcs là 12,79%. Tỷ lệ trả cổ tức lớn nhất là 65% tương ứng 1 cổ phiếu nắm giữ cổ đông được nhận 6.500 đồng cổ tức bằng tiền. Tỷ lệ Pcs không có sự biến động mạnh trong các năm, tỷ lệ chi trả thấp nhất năm 2019 là 8,87% và cao nhất trong năm 2015 là 10,12%. Trong dữ liệu thống kê có tới 57,53% DNNY có tỷ lệ Pcs thấp hơn mức trung bình và 39,82% DNNY không chi trả cổ tức hay có tỷ lệ Pcs bằng 0.

Các hình thức trả cổ tức được doanh nghiệp sử dụng linh hoạt trong từng điều kiện khác nhau. Hình dưới đây thể hiện cơ cấu hình thức trả cổ tức của các doanh nghiệp qua các năm gồm: trả cổ tức bằng tiền, trả cổ tức bằng cổ phiếu, kết hợp cổ tức bằng tiền và cổ phiếu và không chi trả cổ tức.

Bảng 4.2. Số lượng DNNY phân loại theo hình thức trả cổ tức

Type

2014	2015	2016	2017	2018	2019
CP	41	62	73	38	47	38
KH	57	78	85	58	69	49
KO	243	211	215	243	239	278
TM	339	329	307	341	325	315

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***

Hình thức trả cổ tức bằng tiền được ưu tiên lựa chọn nhiều hơn tại các doanh nghiệp và nhiều nhất trong năm 2017, phát hành cổ phiếu thưởng được thực hiện nhiều nhất trong năm 2016 và năm 2019 số lượng các doanh nghiệp không trả cổ tức lớn nhất. Theo tâm lý chung của các cổ đông thích nhận cổ tức bằng tiền để có thể đáp ứng nhu

cầu thanh khoản của họ, đồng thời việc duy trì mức trả cổ tức ổn định cũng là biện pháp để giảm mâu thuẫn giữa nhà quản lý và các cổ đông và phát tín hiệu về hoạt động kinh doanh ổn định của doanh nghiệp trong tương lai.

Tỷ lệ tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp có giá trị trung bình là 5,085% với mức độ phân tán 13,79%, tỷ lệ tăng trưởng bền vững cao là cơ sở để gia tăng lợi nhuận trong tương lai. Khi doanh nghiệp duy trì được sự cân bằng giữa tăng trưởng doanh thu và nguồn tài chính để tài trợ cho tăng trưởng doanh thu là nhân tố quan trọng để gia tăng thu nhập hiệu quả và bền vững trong tương lai.

Qui mô doanh nghiệp được xác định là giá trị tổng tài sản của các doanh nghiệp với giá trị trung bình 5.069,08 tỷ đồng, độ phân tán lớn xấp xỉ 23.000 tỷ đồng. Chỉ khoảng hơn 11% số doanh nghiệp có giá trị tổng tài sản lớn hơn giá trị trung bình nhưng tổng tài sản bình quân của các doanh nghiệp này gấp 15 lần so với mức trung bình của toàn thị trường. Qui mô lớn nhất là khối ngành ngân hàng với tổng tài sản lớn nhất 1.489.957 tỷ đồng (ngân hàng BIDV năm 2019), xếp sau đó là ngân hàng Công thương và ngân hàng Ngoại thương. Ngoài ra, các DNNY có mức tăng giá trị tổng tài sản cũng như giá trị vốn hóa lớn trong năm 2018, 2019 như VIC, MSN, HPG... Trong khi đó giá trị tài sản thấp nhất là 19,2 tỷ đồng (CTCP công nghệ viễn thông VITECO năm 2016, GTVH cũng ở mức thấp 2,82 tỷ đồng với số lượng cổ phiếu đang lưu hành khoảng 1,56 triệu cổ phiếu nhưng giá trị trường bình quân trong năm 1.805 đồng/cổ phiếu, chỉ có 5 ngày có giao dịch với KLGD 12.000 cổ phiếu).

Tăng trưởng kinh tế (GDP) có mức trung bình là 6,63%, độ lệch chuẩn 0,0044, mức tăng trưởng cao nhất là năm 2018 với mức 7,1% và năm 2014 có mức tăng trưởng thấp nhất 6%. Biến lãi suất được lấy đại diện là lãi suất huy động tiền gửi tiết kiệm kỳ hạn 12 tháng của ngân hàng TMCP Ngoại thương (Vietcombank) có mức trung bình 6,98%/năm, độ lệch chuẩn là 0,0033. Năm 2014, Vietcombank huy động tiền gửi với mức lãi suất 7,5% và giảm dần trong các năm với mức thấp nhất trong năm 2017 là 6,5%. Tăng trưởng kinh tế và lãi suất là các nhân tố thuộc nền kinh tế vĩ mô tác động tới thanh khoản của cổ phiếu. Tác giả sẽ kiểm chứng tác động này trong nội dung tiếp theo.

Giá trị trung bình của biến KLGD là 61,5 triệu cổ phiếu với độ lệch chuẩn là 159 triệu cổ phiếu cho thấy sự chênh lệch lớn về KLGD của các CPNY. KLGD lớn nhất trong năm 2017 với giá trị trung bình 87,38 triệu cổ phiếu và thấp nhất trong năm 2019 là 60,09 triệu cổ phiếu. KLGD lớn nhất là mã cổ phiếu FLC - CTCP tập đoàn FLC năm 2017 với 4.122 triệu cổ phiếu. KLGD trung bình trong 6 năm của FLC là 2.620 triệu cổ

phiếu lớn gấp 43 lần so với giá trị trung bình của thị trường nhưng FLC có mức giá biến động mạnh từ 15.900 đồng năm 2014 xuống 3.320 đồng. Trong khi đó, KLGD thấp nhất là 400 cổ phiếu của mã BST - CTCP sách và thiết bị Bình Thuận với chỉ 4 ngày giao dịch trong năm 2019.

Mức độ rủi ro của cổ phiếu (Risk) được đo bằng độ lệch chuẩn của TSSL hàng ngày của cổ phiếu. Biến Risk có giá trị trung bình là 3,05% tương ứng mức sai lệch của TSSL thực tế của cổ phiếu so với giá trị TSSL trung bình là 3,05%. Cổ phiếu có mức rủi ro lớn nhất là 6,95% và nhỏ nhất là 0,97%.

Lợi tức đầu tư của cổ phiếu (SR) được xác định theo mô hình định giá tài sản tài chính CAPM. Mức lợi tức đầu tư có giá trị trung bình là 7,103%/năm, lợi tức đầu tư lớn nhất là 37,25% và nhỏ nhất là -11,47%/năm. Độ phân tán tương đối lớn 7,06% cho thấy sự chênh lệch lợi tức đầu tư giữa các quan sát. Năm 2017 có mức sinh lời trung bình toàn thị trường lớn nhất xấp xỉ 13,91%/năm và thấp nhất năm 2019 với mức lợi tức trung bình đạt 5,35%/năm.

4.2. Kết quả kiểm định lựa chọn mô hình nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu gồm biến phụ thuộc là tính kém thanh khoản của cổ phiếu gồm (ILLIQ) được xác định bằng thước đo theo Amihud (2003) và (LM12) đồng thời thể hiện tính kém thanh khoản của cổ phiếu theo Liu (2006). Tức là, giá trị IILIQ, LM12 càng cao thì TKCCP càng thấp. Các biến độc lập gồm: sở hữu Nhà nước (SHNN); tỷ lệ cổ phiếu thả nổi (Free-float); chính sách cổ tức gồm tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá (Pcs), hình thức trả cổ tức (Type) được phân chia thành 4 trường hợp: cổ tức bằng tiền mặt (TM), cổ phiếu thưởng (CP), kết hợp cổ tức bằng tiền và cổ phiếu thưởng (KH) và không chi trả cổ tức (KO), biến cơ sở được xác định là biến (KH); tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp theo thước đo của Van Horne và Wachowicz (2005) - (VSGR); qui mô doanh nghiệp (Size); tăng trưởng kinh tế (GDP); lãi suất (Rate); các biến kiểm soát là hoạt động giao dịch cổ phiếu (KLGD); rủi ro tổng thể bằng độ lệch chuẩn tỷ suất sinh lời của cổ phiếu (Risk) và lợi tức đầu tư cổ phiếu theo mô hình CAPM (SR). Để giảm sai số của các ước lượng, tác giả sử dụng logarit tự nhiên cho các biến ILLIQ, LM12, Size, KLGD.

Tác giả thực hiện các kiểm định để lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp cho mô hình nghiên cứu.

Kiểm định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu: Kiểm định nghiệm đơn vị theo Dickey-Fuller được tác giả sử dụng để xác định tính dừng của dữ liệu nghiên cứu với

giả thuyết H1: 𝜌௜ < 0 cho ít nhất một đối tượng (Chuỗi đang xét là chuỗi dừng). Kết quả

kiểm định được thể hiện trong Phụ lục với giá trị p-value đều nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% và biến GDP có giá trị p-value nhỏ hơn 10%. Như vậy, có thể kết luận các biến nghiên cứu trong mô hình được xác định là chuỗi dừng.

Lựa chọn phương pháp ước lượng phù hợp: Tác giả tiếp cận lựa chọn phương pháp ước lượng theo (Hsiao, 2003), mô hình với các biến đều là chuỗi dừng và không có biến biến độc lập là biến trễ của biến phụ thuộc nên xác định mô hình nghiên cứu

௜

theo bảng tĩnh tuyến tính với dạng mô hình 1: 𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄௜௧ = 𝛼௜ + 𝛽ᇱ𝑋௜௧ + 𝜀௜௧ và mô hình

௜

2: 𝐿𝑀12௜௧ = 𝛼௜+ 𝛽ᇱ𝑋௜௧ + 𝜀௜௧ . Tác giả thực hiện kiểm định tính đồng nhất cho hệ số

chặn α và hệ số góc β của 2 mô hình để lựa chọn phương pháp kiểm định bình phương bé nhất cho dữ liệu bảng - POLS hay phương pháp kiểm định tác động ngẫu nhiên - RE (hoặc tác động cố định - FE). Kết quả kiểm định theo Breusch and Pagan với giá trị P- value = 0,000 < 1% cho cả 2 mô hình nên ít nhất có một hệ số α hoặc β là khác biệt. Như vậy, tồn tại các thành phần đặc trưng riêng cho mỗi đối tượng không thay đổi theo thời gian nên sử dụng phương pháp RE sẽ tin cậy hơn.

Kết quả kiểm định Hausman để lựa chọn phương pháp kiểm định tác động cố định - FE (fixed effect) hay kiểm định tác động ngẫu nhiên - RE (random effect) được dựa trên giả thuyết nếu tồn tại tương quan giữa các biến độc lập và thành phần đặc trưng riêng không quan sát được thì phương pháp FE cho kết quả tin cậy hơn và ngược lại phương pháp RE sẽ hiệu quả hơn.

Bảng 4.3. Kết quả kiểm định Hausman

ILLIQ	LM12
Chi2(13)	89,94	86,29
Prob>Chi2	0,0000	0,0000
Áp dụng kiểm định FE sẽ cho kết quả tin cậy hơn

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***

Với hệ số Prob = 0,000 < mức ý nghĩa 1% nên đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 với “H0: Khác biệt giữa các hệ số là ngẫu nhiên”. Như vậy, mô hình nghiên cứu sử dụng kiểm định FE (fixed effect) sẽ cho kết quả ước lượng tin cậy hơn.

Sau khi xác định được kiểm định tác động cố định sẽ phù hợp hơn với mô hình nghiên cứu, tác giả tiếp tục kiểm định các khuyết tật của mô hình.

Kiểm định đa cộng tuyến để phát hiện sự tương quan tuyến tính giữa các biến độc lập trong mô hình hồi qui với hệ số phóng đại phương sai - VIF và kỳ vọng không có hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình khi hệ số VIF của các biến độc lập < 2, kết quả kiểm định được thể hiện trong bảng sau:

Bảng 4.4. Bảng kết quả kiểm định đa cộng tuyến

Variable

Size	LnKLGD	Free-float	Risk	Pcs	State	VSGR	SR	Rate
VIF	2,29	2,17	1,32	1,23	1,22	1,20	1,09	1,08	1,05
Tolerance	0,436	0,460	0,757	0,814	0,817	0,830	0,914	0,928	0,952
Mean VIF	1,41

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***

Kiểm định tự tương quan để xem xét có sự tương quan của sai số ngẫu nhiên tại các thời điểm khác nhau hay không? Kỳ vọng của mô hình nghiên cứu không xảy ra hiện tượng tự tương quan với kiểm định (Wooldridge, 2010) cho kết quả được thể hiện trong Bảng 4.5.

Bảng 4.5. Bảng kết quả kiểm định tự tương quan

ILLIQ	LM12
	F(1, 671) = 65,56	F(1, 670) = 99,543
Prob > F	0,0000	0,0000
Mô hình có hiện tượng tự tương quan

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***

Kiểm định phương sai sai số thay đổi để xác định phương sai sai số trong mô hình có bằng nhau tại mọi quan sát hay không với kỳ vọng của tác giả mô hình không có khuyết tật phương sai sai số thay đổi để các giá trị ước lượng không bị chệch. Kiểm định Wald-test cho dữ liệu bảng với tác động cố định cho kết quả như sau:

Bảng 4.6. Bảng kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi

ILLIQ	LM12
	chi2 (676) = 3,0e+05	chi2 (675) = 2,2e+06
Prob > chi2	0,0000	0,0000
Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi

Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***