tác động phi tuyến tới biến TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Tuy nhiên với mô hình biến phụ thuộc LM12 không đủ bằng chứng thống kê để chấp nhận giả thuyết “Tỷ lệ SHNN có tác động phi tuyến tới TKCCP” do: biến SHNN2 có tác động cùng chiều với biến LM12 tại mức ý nghĩa 5% nhưng không đủ bằng chứng thống kê để xác định biến SHNN có tác động ngược chiều tới LM12. Vì vậy, tác giả chỉ xét kiểm định tác động phi tuyến của SHNN tới TKCCP với thước đo ILLIQ.
Tại Bảng 4.17 mô hình biến phụ thuộc ILLIQ cho thấy, giá trị ước lượng của biến SHNN là -1,37957 (P-value < 1%) và giá trị ước lượng SHNN2 là 1,46176 (P-value < 10%). Có thể dự đoán rằng, khi tỷ lệ sở hữu ở mức thấp thì cổ đông Nhà nước sẽ có tác động tích cực đến TKCCP và ngược lại khi tỷ lệ sở hữu quá lớn thì cổ đông Nhà nước có tác động tiêu cực tới TKCCP. Tác giả sử dụng kiểm định tác động mô hình ngưỡng dữ liệu bảng theo Hansen (1999) để xác định mô hình có tồn tại “ngưỡng” tác động của tỷ lệ SHNN tới TKCCP hay không?
Kiểm định mô hình ngưỡng với tỷ lệ sở hữu Nhà nước tác động tới biến phụ thuộc ILLIQ
Để xác định có tồn tại ngưỡng đơn của biến tỷ lệ sở hữu Nhà nước, tác giả sử dụng kiểm định thống kê F với giả thuyết “H0: θ1 = θ2 - Mô hình không tồn tại ngưỡng” và “H1: θ1 ≠ θ2 - Mô hình tồn tại đơn ngưỡng” với mô hình nghiên cứu có dạng như sau:
μ୧+ βᇱX୧୲ + θଵSHNN୧,୲ + ε୧,୲, SHNN୧,୲ ≤ γ
𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄୧୲ = ൜μ୧+ βᇱX୧୲ + θଶSHNN୧,୲ + ε୧,୲, SHNN୧,୲ ≥ γ (𝑴𝑯𝟕)
Trong đó, ma trận β’=(β1, β2 … β11, β12) và các biến độc lập khác trong mô hình tương ứng Xit = (Free-floatit, Pcsit, VSGRit, Sizeit, LnKLGDit, Rateit, betait). Sử dụng kỹ thuật bootstrap để mô phỏng phân phối chuẩn cho kết quả kiểm định mô hình đơn ngưỡng được thể hiện rút gọn trong dưới đây:
Bảng 4.18. Kết quả kiểm định mô hình đơn ngưỡng của biến SHNN
Model | Threshold | Lower | Upper | |
Th-1 | 0,1172 | 0,1086 | 0,1182 | |
Threshold effect test (bootstrap = 300): | ||||
Threshold | RSS | MSE | Fstat | Prob |
Single | 3195,3190 | 0,9103 | 18,12 | 0,0067 |
R-squared: 0,4707 | ||||
Có thể bạn quan tâm!
-
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 17 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 18 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 19 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 21 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 22 -
Nhân tố tác động đến tính thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam - 23
Xem toàn bộ 215 trang tài liệu này.
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Giá trị ngưỡng của mô hình nghiên cứu được xác định là 0,1172 với khoảng tin cậy 95% là (0,1086; 0,1182). Giá trị thống kê F = 0,0067 < mức ý nghĩa 1% nên chấp nhận giả thuyết H1 của mô hình (H1: Mô hình tồn tại đơn ngưỡng - θ1 ≠ θ2) tức là SHNN có tác động phi tuyến tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Tác giả tiếp tục tiến hành ước lượng mô hình 2 ngưỡng để xác định ngưỡng SHNN phù hợp nhất. Mô hình 2 ngưỡng được xác định như sau:
𝐼𝐿𝐿𝐼𝑄୧୲ = μ୧+ βᇱX୧୲I(SHNN୧୲ ≤ γଵ) + βᇱX୧୲I(γଵ< SHNN୧୲ ≤ γଶ)
ଵ ଶ
ଷ
+ 𝛽ᇱX୧୲I(γଶ< SHNN୧୲) + e୧୲ (𝑴𝑯𝟖)
Với ma trận β’ và các biến Xit được xác định giống như mô hình đơn ngưỡng
(MH7). Kết quả kiểm định mô hình (MH8) được xác định trong Bảng 4.19.
Mô hình hai ngưỡng cho hệ số P-value = 0,6833 lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên bác bỏ giả thuyết mô hình tồn tại hai ngưỡng cho biến SHNN. Như vậy, mô hình đơn ngưỡng cho biến SHNN tác động tới TKCCP được xác định là mô hình phù hợp với hệ số R2 tương đối cao là 0,4707 tương ứng: 47,07% sự thay đổi của biến ILLIQ được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình với mô hình đơn ngưỡng cho biến SHNN. Kết quả này đồng quan điểm trong nghiên cứu của Boubakri và cộng sự (2017) được thực hiện với 478 DNNY của 54 quốc gia từ năm 1994 - 2014 cũng đã chứng minh SNHH có tác động phi tuyến tới TKCCP.
Bảng 4.19. Kết quả kiểm định mô hình 2 ngưỡng cho biến SHNN
Threshold | RSS | MSE | Fstat | Prob |
Single | 3195,3190 | 0,9103 | 18,12 | 0,0300 |
Double | 3190,4297 | 0,9090 | 5,38 | 0,6833 |
R-squared: 0,4715 | ||||
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Kết quả kiểm định hệ số ước lượng của các biến độc lập trong mô hình đơn ngưỡng cho biến SHNN được thể hiện trong Bảng 4.20. Kết quả ước lượng của hệ số 0.SHNN = -0,4962 với P-value = 0,003 nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, ước lượng của hệ số cắt 1.SHNN = 0,47564 với P-value = 0,081 nhỏ hơn mức ý nghĩa 10%.
Kết luận, các yếu tố khác trong mô hình không thay đổi, trong trường hợp tỷ lệ SHNN tại các DNNY thấp hơn hoặc bằng 11,72% thì khi SHNN tăng thêm 1% thì giá trị ILLIQ trung bình giảm 0,4962%; ngược lại trường hợp tỷ lệ SHNN lớn hơn 11,72%,
tăng tỷ lệ SHNN thêm 1% thì giá trị ILLIQ trung bình tăng 0,4756%. Như vậy, tỷ lệ SHNN tác động phi tuyến tới TKCCP theo dạng “chữ U ngược” và với mô hình nghiên cứu thì ngưỡng đảo chiều tác động của tỷ lệ SHNN là 11,72%.
Bảng 4.20. Kết quả phân tích mô hình đơn ngưỡng cho biến SHNN
Hệ số | SHNN≤11,72% | SHNN>11,72% | |
Free-float | -0,62075*** (0,13047) | ||
Pcs | -1,23007*** (0,25832) | ||
VSGR | -0,55573*** (0,17841) | ||
Size | -0,87380*** (0,04489) | ||
LnKLGD | -0,57382*** (0,01908) | ||
RATE | 23,43216*** (5,92051) | ||
Beta | -0,94940*** (0,06640) | ||
SHNN | -0,49620*** | 0,47564* | |
(0,16777) | (0,27218) | ||
Constant | 23,61560*** (1,30572) | ||
Observations | 3,516 | ||
Number of MCT | 586 | ||
R-squared | 0,47070 |
Standard errors in parentheses
*** p<0,01; ** p<0,05; * p<0,1
Nguồn: Tác giả xử lý bằng phần mềm Stata từ ***
Quá trình cổ phần hóa và thoái vốn Nhà nước được đôn đốc thực hiện trong giai đoạn 2016-2020 nhưng tỷ lệ SHNN tại các DNNY vẫn tương đối cao, số lượng các DNNY có tỷ lệ SHNN trên 11,72% chiếm khoảng 40% trong tổng số 681 doanh nghiệp. Tác động phi tuyến của SHNN tới TKCCP có thể được giải thích như sau:
Thứ nhất, khi tỷ lệ sở hữu Nhà nước tại các DNNY quá lớn và Nhà nước giữ vai trò là cổ đông kiểm soát, chi phối hoạt động kinh doanh. Hoạt động quản trị tại các doanh nghiệp này được đánh giá kém hiệu quả hơn bởi các quyết định được thực hiện đôi khi không vì mục tiêu kinh tế. SHNN lớn trong cấu trúc sở hữu của doanh nghiệp gây ra rủi ro bất cân xứng thông tin làm tăng chi phí thanh khoản cổ phiếu. Cổ đông Nhà nước với mục tiêu nắm giữ cổ phiếu dài hạn và chỉ thoái vốn khi cần thông qua hình thức đấu giá dẫn tới hạn chế hoạt động giao dịch cổ phiếu nên lượng cố phiếu tự do chuyển nhượng thấp. Vì vậy, tỷ lệ SHNN lớn làm giảm TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam.
Thứ hai, nếu cổ đông Nhà nước nắm giữ tỷ lệ vừa phải sẽ hỗ trợ tăng thanh khoản của cổ phiếu. Đặc điểm của doanh nghiệp có SHNN thường là các DNNY có qui mô lớn nên tạo được lợi thế cạnh tranh trong ngành. Đồng thời, các ngành cần có sự kiểm soát của Nhà nước, có tính chất trọng yếu của nền kinh tế như ngân hàng, tiện ích… có tốc độ tăng trưởng tốt, thu hút các NĐT trong nước và nước ngoài. Tại các DNNY có SHNN lớn được cho là có sự “bảo lãnh ngầm” của Chính phủ về mức độ an toàn kết hợp với qui mô doanh nghiệp lớn nên các cổ phiếu này được ưa thích bởi các NĐT ngại rủi ro. Đặc biệt trong giai đoạn khủng hoảng thị trường thì các cổ phiếu này có lợi thế hơn so với các cổ phiếu khác. Những nguyên nhân trên giải thích lý do SHNN có tác động phi tuyến tới TKCCP trên TTCK Việt Nam.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Chương 4 thực hiện kiểm định tác động của các nhân tố tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Nghiên cứu đạt được một số kết quả sau: Thứ nhất, kết quả kiểm định tương đồng giữa (MH1) và (MH2) cho thấy thước đo tính kém thanh khoản của cổ phiếu ILLIQ của Amihud (2002) và thước đo LM_x của Liu (2006) là phù hợp để đo lường TKCCP trên TTCK Việt Nam. Thứ hai, các nhân tố gồm cấu trúc sở hữu phân tán (Freefloat); tăng trưởng bền vững của DNNY (VSGR); qui mô công ty (Size); tỷ lệ trả cổ tức (Pcs) có tác động thuận chiều đến TKCCP; các nhân tố tỷ lệ sở hữu Nhà nước (SHNN); lãi suất tiền gửi ngân hàng (Rate) có tác động ngược chiều đến TKCCP. Thứ ba, kiểm định đồng thời các hình thức trả cổ tức của DNNY cho thấy có sự khác biệt về mức độ tác động của các hình thức này tới TKCCP và hình thức kết hợp cổ tức bằng tiền và cổ phiếu giúp tăng TKCCP tốt nhất. Thứ tư, tỷ lệ trả cổ tức bằng tiền có tác động phi tuyến đến TKCCP theo dạng chữ “U ngược”. Thứ năm, nhân tố SHNN có tác động phi tuyến đến TKCCP và theo kiểm định mô hình ngưỡng của Hansen (1999) xác định SHNN có tác động đơn ngưỡng và tỷ lệ đảo chiều tác động của SHNN là 11,72%. Kết quả kiểm định ở chương 4 và phân tích thực trạng ở chương 3 là cơ sở để tác giả đưa ra khuyến nghị nhằm tăng TKCCP của TTCK Việt Nam trong chương 5.
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
5.1. Kết luận về thanh khoản của cổ phiếu và các nhân tố tác động tới thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
5.1.1. Kết luận về thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Tác giả thực hiện đo lường và phân tích thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên TTCK Việt Nam bằng hai thước đo thể hiện tính kém thanh khoản là ILLIQ của Amihud (2002) và LM12 của Liu (2006).
Bảng 5.1. Thanh khoản của cổ phiếu theo thước đo ILLIQ và LM12
2012 | 2013 | 2014 | 2015 | 2016 | 2017 | 2018 | 2019 | |
Amihud trung bình | 0,531% | 0,635% | 0,505% | 0,561% | 0,519% | 0,514% | 0,702% | 1,084% |
Amihud > trung bình | 23,53% | 24,85% | 23,97% | 26,18% | 24,12% | 25,59% | 26,32% | 25,15% |
LM12 trung bình | 280,64 | 373,69 | 210,33 | 174,83 | 282,14 | 356,59 | 440,47 | 784,64 |
Số LM12 > trung bình | 27.31% | 25.55% | 31.13% | 30.98% | 26.28% | 24.08% | 25.26% | 24.38% |
Nguồn: Tác giả tổng hợp và tính toán từ ***
Trong giai đoạn 2011-2019, giá trị ILLIQ bình quần là 0,6148% tương ứng GTGD tăng 1 triệu VNĐ thì giá cổ phiếu bình quân thay đổi 0,6148%. Giá trị LM12 bình quân là 362,92 với giá trị bình quân của hệ số TO là: 0,77 lần tương ứng với 1 cổ phiếu lưu hành trên thị trường bình quân giao dịch 0,77 lần trong 1 năm và số ngày giao dịch bình quân chỉ khoảng 175 ngày trong 1 năm trong khi ngày giao dịch hành chính của thị trường từ 247-250 ngày. Khi xem xét xu hướng chung của toàn thị trường thì thanh khoản của cổ phiếu tăng trong giai đoạn 2011-2017 tuy nhiên TKCCP có sự chênh lệch lớn giữa các nhóm ngành và giữa các CPNT. Một số ngành và cổ phiếu có thanh khoản tốt nhưng vẫn còn rất nhiều cổ phiếu thanh khoản rất thấp, có giao dịch nhưng mức thanh đổi giá rất lơn và đặc biệt nhiều cổ phiếu không có hoạt động giao dịch liên tục trong nhiều ngày. Số lượng CPNY có giá trị ILLIQ và giá trị LM12 cao hơn mức trung bình tương ứng TKCCP kém vẫn chiếm tỷ trọng lớn trong khoảng từ 23,54% đến
31,13%. Hơn nữa, thanh khoản của cổ phiếu trên thị trường giảm đáng kể trong năm 2018, 2019 đặt ra yêu cầu cải thiện và tăng thanh khoản cổ phiếu để đáp ứng tiêu chuẩn và hướng tới mục tiêu nâng hạng TTCK Việt Nam lên thị trường mới nổi.
Thanh khoản của cổ phiếu niêm yết được xác định bằng thước đo ILLIQ của Amihud (2002) của một số quốc gia nằm trong nhóm thị trường mới nổi được trích từ nghiên cứu của Bai và Qin (2015, tr. 95) như: Argentina 1,6479; Indonesia 1,9692; Hàn Quốc 0,1779; Thái Lan 1,5093; Đài Loan 0,1845; Malaysia 1,2614; Philippin 21,4628 và giá trị trung bình của 18 quốc gia là: 4,6034. Để tính toán giá trị ILLIQ nhóm tác giả đã thực hiện chuyển đổi GTGD cổ phiếu về cùng đơn vị tính triệu đô la. Giá trị ILLIQ của các thị trường được hiểu với một triệu đô la giá trị giao dịch cổ phiếu thì mức thay đổi giá tại thị trường Argentina là 1,6479; tại thị trường Thái Lan là 1,5093; tại thị trường Malaysia là 1,2615; tại thị trường Philippin là 21,4628 và giá trị bình quân của 18 quốc gia trong nhóm thị trường mới nổi là 4,6034. Trong khi đó, giá trị trung bình của TTCK Việt Nam với một triệu VNĐ thì mức thay đổi giá là 0,006148 nếu qui đổi tỷ giá thì tương ứng với một triệu đô la giá trị giao dịch cổ phiếu thì mức thay đổi giá khoảng 141,4. Mặc dù, việc tính toán qui đổi này sẽ có sai số nhất định nhưng có thể thấy nếu so sánh TKCCP giữa Việt Nam và các quốc gia mới nổi thì TKCCP của TTCK Việt Nam còn rất thấp và đây là lý do khiến TTCK Việt Nam chưa được xếp hạng trong nhóm thị trường mới nổi.
Từ bằng chứng thống kê về tác động của các nhân tố tới thanh khoản của cổ phiếu, có thể rút ra kết luận về tính chất của TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam như sau (i) thanh khoản của cổ phiếu thấp tại các DNNY có cấu trúc sở hữu tập trung, tồn tại sở hữu Nhà nước lớn với cổ đông Nhà nước đóng vai trò kiểm soát và tỷ lệ sở hữu lớn hơn 11,72%; tỷ lệ tăng trưởng bền vững thấp và qui mô doanh nghiệp nhỏ; không duy trì và thực hiện đúng chính sách cổ tức đã công bố; (ii) ngược lại, thanh khoản của cổ phiếu cao với các doanh nghiệp qui mô lớn; tỷ lệ tăng trưởng bền vững cao; chính sách trả cổ tức minh bạch, linh hoạt khi kết hợp hình thức trả cổ tức bằng tiền và cổ phiếu; cấu trúc sở hữu phân tán và có tỷ lệ sở hữu Nhà nước nhỏ hơn 11,72%. Như vậy, cho thấy thanh khoản của cổ phiếu trên TTCK Việt Nam giảm tại các DNNY có hoạt động giao dịch cổ phiếu thấp và xuất hiện bất cân xứng thông tin giữa cổ đông nội bộ và cổ đông bên ngoài.
Thước đo ILLIQ của Amihud (2002) và LM12 của Liu (2006) thể hiện được nhiều khía cạnh về tính kém thanh khoản của cổ phiếu và đều có kết quả tương đồng trong nghiên cứu thực nghiệm với cổ phiếu niêm yết trên hai SGDCK. Vì vậy, tác giả cho rằng thước đo LM12 phù hợp để đo lường thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên TTCK
Việt Nam. Bên cạnh thước đo ILLIQ, với ưu điểm của thước đo LM12 thể hiện được tính liên tục trong hoạt động giao dịch cổ phiếu thì thước đo này có thể ứng dụng để đo lường và phân tích về thanh khoản của cổ phiếu trên TTCK Việt Nam cũng như TTCK của các quốc gia đang phát triển.
5.1.2. Luận giải về tác động của các nhân tố tới thanh khoản của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam bằng các lý thuyết tài chính trụ cột
Luận án phân tích TKCCP và tác động của các nhân tố tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Sử dụng dữ liệu của các DNNY trên 2 Sở giao dịch giai đoạn 2011 - 2019. Tuy nhiên, dữ liệu nghiên cứu giai đoạn 2014 - 2019 được sử dụng trong mô hình nghiên cứu định lượng do hạn chế thu thập thông tin của tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng (Free-float). Thước đo ILLIQ của Amihud (2002) và LM12 của Liu (2006) được sử dụng để đo lường TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam. Kết quả nghiên cứu tương đồng giữa 2 thước đo ILLIQ và LM12 đã chứng minh tác động của các nhân tố như cấu trúc sở hữu, chính sách cổ tức, qui mô doanh nghiệp, tăng trưởng bền vững, lãi suất tiền gửi tới TKCCP. Tác giả tổng hợp kết quả tác động của các nhân tố tới TKCCP niêm yết trên TTCK Việt Nam trong bảng sau.
Bảng 5.2. Tổng hợp tác động của các biến độc lập tới TKCCP
Biến độc lập | Kết quả tác động | |
1 | Tỷ lệ cổ phiếu tự do chuyển nhượng (Free-float) | Thuận chiều |
2 | Tăng trưởng bền vững của doanh nghiệp (VSGR) | Thuận chiều |
3 | Qui mô doanh nghiệp (Size) | Thuận chiều |
4 | Lãi suất tiền gửi (Rate) | Ngược chiều |
5 | Tỷ lệ sở hữu Nhà nước (SHNN) | Phi tuyến |
6 | Tỷ lệ trả cổ tức trên mệnh giá (Pcs) | Phi tuyến |
7 | Các hình thức trả cổ tức tác động tới TKCCP | Có sự khác biệt |
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả nghiên cứu
5.1.2.1. Cấu trúc sở hữu phân tán (Free-float)
DNNY có cấu trúc sở hữu phân tán tức là cổ phiếu thường được nắm giữ bởi số lượng lớn các cổ đông, tính đại chúng của DNNY cao hơn, hoạt động quản trị chịu sự giám sát của số lượng lớn cổ đông bên ngoài. Theo nguyên tắc đối vốn của CTCP, ngược lại công ty có cấu trúc sở hữu tập trung tương ứng quyền kiểm soát và chi phối hoạt