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

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







P a g e | 1

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
















2 | P a g e



Tóm tắt
Mục đích chính của bài nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ giữa tính thiếu

thanh khoản và tỷ suất sinh lợi chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam,
sử dụng dữ liệu trên sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) từ
năm 2007-2012. Kết quả cho thấy theo mô hình hồi quy chéo, tính thiếu thanh khoản
không có tác động đến tỷ suất sinh lợi. Đối với mô hình hồi quy theo thời gian, tính
thiếu thanh khoản không kỳ vọng của thị trường có tác động đến tỷ suất sinh lợi tại
cùng thời điểm, trong khi tính thiếu thanh khoản kỳ vọng thì không có tác động.
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
P a g e | 3

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.
4 | P a g e

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

P a g e | 5

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.

6 | P a g e



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
P a g e | 7

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
số kiểm định độ vững.
Amihud (2002) nghiên cứu mối quan hệ theo chiều ngang và theo thời gian của tỷ
suất sinh lợi và tính thiếu thanh khoản trên thị trường chứng khoán NYSE từ 1963-
1997. Kết quả cho thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng của thị trường có chứa đựng
một phần bù cho sự thiếu thanh khoản. Thêm nữa, tính thiếu thanh khoản và tỷ suất
sinh lợi chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều theo chiều ngang. Ngoài ra, còn tìm
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
8 | P a g e



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
P a g e | 9

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
10 | P a g e



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 ILL
iyd

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

Trong đó: R
iyd
là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán i vào ngày d của năm y; VOL
iyd
là
giá trị giao dịch của chứng khoán i vào ngày d của năm y tính bằng tiền (triệu VND);
ILL
iyd
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
P a g e | 11

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
iydiyd
iy
D
VOLR
ILL

1
/

Trong đó D
iy
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
yM
N
ILL
ILL
1
,



Với N
y
là số chứng khoán trong năm y.
Tương tự ta có công thức tính sự thiếu thanh khoản hàng tháng của một chứng khoán
và của thị trường
im
Dim
t
imdimd

im
D
VOLR
ILL
1
/

Nm
t
immM
ILLILL
1
,

ILL
im
là tính thiếu thanh khoản của chứng khoán i trong tháng m; R
imd
là tỷ suất sinh
lợi chứng khoán i vào ngày d của tháng m; VOL
imd
là giá trị giao dịch của chứng
khoán i vào ngày d của tháng m tính bằng tiền; D
im
là số ngày giao dịch trong tháng
m.
ILL
M,m
là tính thiếu thanh khoản của thị trường trong tháng m; N
m

là số chứng khoán
trong tháng m.
12 | P a g e



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 R
imy
được kiểm định theo mô hình của Amihud như sau:
)1(
2
1,1,10 imy
n
j
yjijmyyimymyimy
XkILLAkkR

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 ILL
iy
được chia cho tính thiếu thanh khoản của thị trường ILL
M,y
để có được giá
trị thanh khoản hiệu chỉnh (ILLA

i,y
)

ILLA
iy
= ILL
iy
/ ILL
M,y

X
ji,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, lnCAP
i,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, β
i,y-1
, là bêta của
chứng khoán i được ước lượng năm y-1; (3) rủi ro tổng thể, SD
i,y-1
là độ lệch chuẩn
của tỷ suất sinh lợi hàng ngày trên chứng khoán i năm y-1 (nhân cho 10
2
); (4) tỷ suất
cổ tức, DY
i,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 R100
iy

là tỷ
suất sinh lợi suốt 100 ngày giao dịch cuối của chứng khoán i năm y-1, R100YR
iy
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-1

chỉ số giá trị sổ sách chia cho giá trị thị trường của chứng khoán i năm y-1; (7) E/P
i,y-1
chỉ số thu nhập trên giá của chứng khoán i năm y-1.
ε
imy
là phần dư.
P a g e | 13

LnCAP
i,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.
SD
i,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. DY
i,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.
β
i,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 R
pty
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):
R
pty
= a
py
+ BETA
py
.R
mty
+ e
pty
Trong đó: R

mty
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 đó
1
.


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
14 | P a g e



Biến BM
i,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 VN-
INDEX.
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.
P a g e | 15

(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 ILL
iy
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 x
i
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:
16 | P a g e



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, ILLA
iy
có mối tương quan âm với quy mô doanh nghiệp: corr(ILLA
iy
,
lnCAP
iy
)= -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
P a g e | 17

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
BIẾN
BM
BETA
DY
ILLA
R100
R100YR
SD
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
annual
skewness
1.739
0.434
121%
2.599
-3%
15%
2.349
4
0.199
Min of annual
means

0.523
0.532
3%
1
-33%
-90%
2.75
1,012,188
0.069
Max of annual
means
1.629
0.969
14%
1.012
9%
54%
3.86
3,128,836
0.186
Bảng 1-Thống kê mô tả và hệ số tương quan

18 | P a g e



Bảng 1B: Hệ số tương quan

DY
BETA

BM
LNCAP
R100
R100YR
SD
ILLA
0.100
-0.227
0.118
-0.313
0.088
0.045
-0.027
DY

-0.167
0.134
-0.318
-0.073
-0.002
-0.062
BETA


-0.164
0.495
-0.084
-0.029
0.032
BM

-0.494
-0.206
-0.144
-0.123
LNCAP




0.095
0.070
0.104
R100





-0.006
-0.035
R100YR

0.192
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 ILLA
iy
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 k
jmy
,
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:
R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,y-1
+ k
2y
β
i,y-1
+ k

3y
R100
i,y-1
+ k
4y
R100YR
i,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:
P a g e | 19

R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,y-1
+ k
2y
β
i,y-1
+ k
3y
R100
i,y-1

+ k
4y
R100YR
i,y-1
+ k
5y
DY
i,y-1
+ k
6y
BM
i,y-1
+ k
7y
lnCAP
i,y-1
+ k
8y
SD
i,y-1
(3)
Bảng 2: Kết quả hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi theo tính thiếu thanh khoản và các
biến đặc trưng khác.
Bảng này trình bày trung bình hệ số hồi quy từ mô hình hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi
chứng khoán cho từng biến độc lập. Vào mỗi tháng của năm y, y=2008, 2009,2010, 2011,
2012, tỷ suất sinh lợi chứng khoán được hồi quy chéo theo các biến đặc trưng của chứng
khoán năm y-1. β
i,y-1
là hệ số góc có được từ hồi quy chuỗi thời gian của tỷ suất sinh lợi hàng
ngày của một trong 10 danh mục sắp xếp theo quy mô đối với tỷ suất sinh lợi thị trường, sử

dụng phương pháp của Scholes và William (1977). Bêta của chứng khoán chính là bêta của
danh mục mà chứa chứng khoán. Đại diện cho tính thiếu thanh khoản ILL là trung bình của
tỷ số hàng ngày giữa giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi trên giá trị giao dịch tính bằng triệu
VNĐ. ILLA
i,y-1
là biến thiếu thanh khoản hiệu chỉnh (được tính bằng biến thiếu thanh khoản
của từng chứng khoán trong năm y chia cho tính thiếu thanh khoản trung bình của toàn bộ
chứng khoán cũng trong năm đó). R100
i,y-1
là tỷ suất sinh lợi suốt 100 ngày cuối của năm và
R100YR
i,y-1
là tỷ suất sinh lợi giai đoạn từ đầu năm đến trước 100 ngày cuối. lnCAP
i,y-1
là
logarit tự nhiên của quy mô doanh nghiệp. SD
i,y-1
là độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi hàng
ngày trong năm, DY
i,y-1
là tỷ suất cổ tức, tính bằng tổng cổ tức tiền mặt chia cho giá đóng
cửa chứng khoán vào cuối năm. BM
i,y-1
là chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Dữ liệu bao gồm 60 tháng – 5 năm, từ 2008-2012 (các biến đặc trưng của chứng khoán tính
từ 2007-2011). . 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.

20 | P a g e



Biến
Tất cả các tháng
Trừ tháng
Giêng
Tất cả các tháng
Trừ tháng
giêng
Hằng số
-0.010
-0.008
-0.016
-0.002

(-0.097)
(-0.083)
(-0.084)
(-0.010)
BETA
i,y-1

-0.017

-0.018
-0.003
0.007

(-0.163)
(-0.169)
(-0.023)
(0.047)
ILLA
i,y-1

0.002
0.002
0.000
0.000

(0.261)
(0.257)
(0.03)
(0.017)
R100
i,y-1

0.002
0.002
0.014
0.016

(0.041)
(0.039)

(0.234)
(0.251)
R100YR
i,y-1

-0.015
-0.018
-0.008
-0.011

(-0.417)
(-0.493)
(-0.201)
(-0.265)
LNCAP
i,y-1



0.000
-0.002



(-0.035)
(-0.136)
SD
i,y-1

-0.002
-0.002



(-0.187)
(-0.187)
DY
i,y-1



0.184
0.180



(0.579)
(0.553)
BM
i,y-1



0.011
0.011

(0.372)
(0.355)
Bảng 2-Kết quả hồi quy chéo
Với mô hình (2), hệ số hồi quy ước lượng trung bình cho tất cả các tháng của ILLA là
0.002, t = 0.261, t rất nhỏ nên không có ý nghĩa thống kê. Khi dữ liệu tháng Giêng bị
loại bỏ ra khỏi kiểm định, hệ số hồi quy của ILLA cũng rất nhỏ và vẫn không có ý
nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tại thị trường Việt Nam, tính thiếu thanh khoản
(đại diện bởi tỷ số Amihud) và tỷ suất sinh lợi chứng khoán không có mối quan hệ với
nhau theo chiều ngang. Kết quả này không giống với Amihud (2002) và một số
nghiên cứu tại các thị trường mới nổi. Tuy nhiên, kết quả này nhất quán với nghiên
cứu của Chen và Kan (1995) trong bài nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi
sử dụng chênh lệch giá mua-bán làm đại diện cho tính thanh khoản. Hai tác giả cũng
không tìm được bằng chứng rõ ràng về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi và tính thanh
khoản cho thị trường chứng khoán New York giai đoạn 1961-1980. Trong bài nghiên
cứu của Fang và các đồng sự (2010) sử dụng chỉ số Amihud làm thước đo tính thiếu
thanh khoản cho thị trường chứng khoán Nhật Bản cho thấy vào giai đoạn thị trường
đi xuống từ 1990-1999 mối quan hệ giữa tính thiếu thanh khoản và tỷ suất sinh lợi
P a g e | 21

cũng không có ý nghĩa thống kê. Nghiên cứu Hasbrouck (2005) cũng tìm thấy rằng
mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tỷ số Amihud thì không vững chắc và
nhạy cảm với những giá trị cực. Gần đây có bài nghiên cứu của Lischewski và
Voronkova (2012) nghiên cứu các nhân tố tác động đến giá cả chứng khoán tại thị
trường Ba Lan - một thị trường mới nổi. Trái ngược với những kỳ vọng rằng tính
thanh khoản là một nhân tố tác động đến giá cả thì hai tác giả cũng không tìm được
bằng chứng nào ủng hộ cho giả thuyết này. Bằng việc phân tích các đặc tính của thị
trường, hai tác giả đã xem xét các khả năng có thể giải thích cho phát hiện này. Một
giải thích được đề xuất là do cấu trúc đặc biệt của thị trường chứng khoán Ba Lan.
Trong một thị trường nhỏ, thì các chứng khoán lớn được sở hữu chủ yếu bởi các nhà
đầu tư tổ chức lớn, chỉ có những chứng khoán nhỏ là sẵn sàng cho giao dịch. Do đó,

sự biến động của tính thanh khoản thì thấp điều này dẫn đến sự thiếu tác động của tính
thanh khoản lên giá cả. Một giải thích nữa được tác giả đưa ra là do sự giàu có và tiết
kiệm tăng lên. Điều này làm suy giảm sự đầu tư và làm giảm tác động của sự thanh
khoản.
Hệ số hồi quy trung bình của bêta là âm trong cả hai hồi quy bốn biến (cho tất cả các
tháng và loại trừ tháng giêng), nhưng tất cả cũng đều không có ý nghĩa. Điều này trái
với kết quả trong bài nghiên cứu của Amihud (2002), hệ số ước lượng của bêta thì
dương và có ý nghĩa đối với tất cả các chứng khoán trên sàn chứng khoán New York.
Tuy nhiên, kết quả này nhất quán với Chui và Wei (1998) trong bài nghiên cứu về
mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và bêta, chỉ số giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường và quy mô ở năm thị trường mới nổi khu vực Thái Bình Dương bao
gồm: Hồng Kông, Hàn Quốc, Malaysia. Đài Loan và Thái Lan. Phát hiện này cũng
giống như một bằng chứng được Fama-French (1992) tìm thấy trên thị trường Mĩ.
Điều này khẳng định một cách mạnh mẽ rằng bêta không có khả năng giải thích tỷ
suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Như chúng ta đã biết, bêta là một công cụ đo lường khả năng biến động giá của cổ
phiếu so với sự biến động của chỉ số thị trường. Bêta được coi là một đại diện cho rủi
ro của doanh nghiệp chỉ khi xét trong giả thuyết thị trường hiệu quả, tức là giá cả thị
22 | P a g e



trường phản ánh tất cả mọi thông tin. Trên thế giới, các thị trường tài chính phát triển
được xem như là thị trường hiệu quả. Hệ số bêta ở các thị trường này là một thước đo
hiệu quả của rủi ro hệ thống. Nhưng ở thị trường Việt Nam, bêta không có ý nghĩa
trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi bởi: Thứ nhất đó là mức giá, lý thuyết thị trường
hiệu quả cho rằng mức giá phản ánh mọi hoạt động của doanh nghiệp. Nhưng ở Việt
Nam mức giá chỉ thể hiện một phần mà thôi, phần lớn là do sự tác động từ cung cầu
của các nhà đầu cơ. Do vậy bêta được tính từ các mức giá này không thể nói lên rủi ro
của doanh nghiệp. Thứ hai, đó là danh mục thị trường. Hiện nay chỉ số VN-INDEX

chưa đủ sức để tạo nên một danh mục thị trường, dựa trên hai phương diện. Một là
danh mục này chưa có đầy đủ các lĩnh vực ngành nghề trong nền kinh tế. Hai là trong
từng lĩnh vực không bao gồm các doanh nghiệp đại diện cho lĩnh vực đó. Chính vì
vậy sự biến động của danh mục chưa đánh giá chính xác sự biến động của nền kinh tế.
Nên khi dùng VN-INDEX để xác định độ nhạy cảm của chứng khoán đối với danh
mục thị trường sẽ không chính xác. Thứ ba là dữ liệu dùng để hồi quy bêta trong thời
gian chưa đủ dài.
Trong khi hệ số hồi quy trung bình của tỷ suất sinh lợi quá khứ R100, R100YR trong
bài nghiên cứu của Amihud tất cả đều dương và có ý nghĩa thống kê cho các chứng
khoán trên sàn chứng khoán New York, thì hệ số hồi quy ở đây lại không có ý nghĩa,
trong hồi quy bốn biến. Điều đó cho thấy rằng, tỷ suất sinh lợi không có tính xu
hướng, tỷ suất sinh lợi tương lai không bị ảnh hưởng bởi tỷ suất sinh lợi quá khứ.
Với mô hình (3), kết quả thì giống như mô hình (2), hệ số hồi quy của biến ILLA rất
nhỏ (gần bằng 0) và cũng không có ý nghĩa thống kê trong cả hai hồi quy 8 biến. Hệ
số hồi quy của các biến lnCAP, SD, DY và BM cũng rất nhỏ và không có ý nghĩa.
Điều này trái với kết quả của Amihud (2002) là tất cả các biến trừ bêta đều có ý nghĩa
thống kê trong hồi quy bảy biến của ông. Kết quả này đề xuất rằng các nhân tố tác
động đến tỷ suất sinh lợi ở thị trường chứng khoán Mĩ thì không có tác động tương tự
trên thị trường Việt Nam.
So sánh kết quả giữa mô hình hồi quy bao gồm dữ liệu tháng Giêng và không có
tháng Giêng thì không có gì khác biệt. Như chúng ta đã biết, hiệu ứng tháng Giêng là
P a g e | 23

thuật ngữ chỉ hiện tượng thị trường chứng khoán có diễn biến khả quan hơn vào tháng
đầu tiên của năm mới. Theo thống kê trên thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1945
đến nay, nếu trong phiên giao dịch đầu tiên của năm mới thị trường tăng điểm, thì
74% là thị trường trong năm đó sẽ tăng với mức tăng trung bình trên 10,2%. Còn nếu
tháng Giêng thị trường tăng thì 73% là thị trường sẽ tăng trong vòng 12 tháng sau đó.
Vì thế, thuật ngữ hiệu ứng Tháng Giêng ra đời cho rằng, sự tăng giảm của thị trường
chứng khoán vào tháng Giêng sẽ ảnh hưởng lớn đến xu hướng thị trường trong cả

năm. Tuy nhiên, từ kết quả thu được cho thấy hiệu ứng tháng Giêng không có ảnh
hưởng ở thị trường Việt Nam.
Vì có sẵn dữ liệu biến thiếu thanh khoản theo tháng nên đề tài thực hiện hồi quy lại
mô hình (2) và (3) với sự thay thế biến tính thiếu thanh khoản hiệu chỉnh hàng năm
ILLA
i,y-1
bằng biến thiếu thanh khoản hiệu chỉnh hàng tháng ILLA
i,m-1
, và thay thế hai
biến R100
i,y-1
, R100YR
i,y-1
bằng biến PR
i,m-1
- tỷ suất sinh lợi có độ trễ một tháng của
chứng khoán i. Đồng thời, biến E/P chỉ số thu nhập trên giá chứng khoán được đưa
thêm vào mô hình. Trong nghiên cứu của Lau (2002) tại thị trường Malaysia đã tìm
thấy E/P có ảnh hưởng tới tỷ suất sinh lợi.
Kết quả được trình bày ở bảng 3. Hai cột đầu là kết quả từ mô hình gồm 3 biến:
R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,m-1
+ k
2y

β
i,y-1
+ k
3y
PR
i,y-1
(2a)
Hai cột sau là kết quả từ mô hình 8 biến:
R
i,m
= k
0y
+ k
1y
ILLA
i,m-1
+ k
2y
β
i,y-1
+ k
3y
PR
i,m-1
+ k
4y
DY
i,y-1
+ k
5y

BM
i,y-1
+
k
6y
lnCAP
i,y-1
+ k
7y
SD
i,y-1
+ k
8y
E/P
i,y-1
(3a)
Bảng 3: Kết quả hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi theo tính thiếu thanh khoản và các
biến đặc trưng khác. (Sử dụng biến thiếu thanh khoản theo tháng)
Bảng này trình bày trung bình hệ số hồi quy từ hai mô hình hồi quy (2a) và (3a). β
i,y-1
là hệ
số góc có được từ hồi quy chuỗi thời gian của tỷ suất sinh lợi hàng ngày của một trong 10
danh mục sắp xếp theo quy mô đối với tỷ suất sinh lợi thị trường, sử dụng phương pháp của
Scholes và William (1977). Bêta của chứng khoán chính là beta của danh mục mà chứa
chứng khoán. Đại diện cho tính thiếu thanh khoản ILL là trung bình của tỷ số hàng ngày
giữa giá trị tuyệt đối của tỷ suất sinh lợi trên giá trị giao dịch tính bằng triệu VNĐ. ILLA
i,m-1
24 | P a g e

là biến thiếu thanh khoản hiệu chỉnh theo tháng (được tính bằng biến thiếu thanh khoản của
từng chừng khoán trong tháng m chia cho tính thiếu thanh khoản trung bình của toàn bộ
chứng khoán cũng trong tháng đó). PR
i,m-1
là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán vào tháng m-1
. lnCAP
i,y-1
là logarit tự nhiên của quy mô doanh nghiệp. SD
i,y-1
là độ lệch chuẩn của tỷ suất
sinh lợi hàng ngày trong năm, DY
i,y-1
là tỷ suất cổ tức, tính bằng tổng cổ tức tiền mặt chia
cho giá đóng cửa chứng khoán vào cuối năm. BM
i,y-1
là chỉ số giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường. E/P
i,y-1
là tỷ số thu nhập chia cho giá chứng khoán năm y-1
Dữ liệu bao gồm 60 tháng – 5 năm, từ 2008-2012 (các biến đặc trưng của chứng khoán tính
từ 2007-2011). 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.
Biến
Tất cả các
tháng
Trừ tháng
Giêng
Tất cả các

tháng
Trừ tháng
giêng
Hằng số
0.006
0.006
-0.027
-0.015

(0.071)
(0.07)
(-0.15)
(-0.082)
β
i,y-1

-0.022
-0.021
0.011
0.013

(-0.208)
(-0.193)
(0.079)
(0.085)
ILLA
i,m-1
-0.001
-0.001
-0.001

-0.001

(-0.115)
(-0.13)
(-0.148)
(-0.152)
PR
i,m-1
0.021
0.036
-0.005
0.009

(0.167)
(0.289)
(-0.04)
(0.072)
E/P
i,y-1


0.054
0.047



(0.265)
(0.22)
LNCAP
i,y-1

0.000
-0.001



(-0.02)
(-0.08)
SD
i,y-1


-0.003
-0.003



(-0.23)
(-0.22)
DY
i,y-1


0.163
0.167



(0.52)

(0.52)
BM
i,y-1


0.010
0.009



(0.37)
(0.325)
Bảng 3-Kết quả hồi quy chéo (sử dụng biến thiếu thanh khoản theo tháng)
Kết quả của mô hình (2a) và (3a) thì tương tự như mô hình (2) và (3). Tấc cả các hệ số
hồi quy đều rất nhỏ và t không có ý nghĩa thống kê.
Nhìn chung, mô hình hồi quy chéo của tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tính thiếu
thanh khoản sử dụng tỷ số Amihud làm đo lường với sự có mặt của một số biến kiểm