Mẫu đề cương nghiên cứu ứng dụng chuyên đề cổ phiếu pps

TRƯỜNG CĐ NGUYỄN TẤT THÀNH
KHOA TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG
CỘNG HÒA XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM
ĐỘC LẬP –TỰ DO – HẠNH PHÚC
MẪU ĐỀ CƯƠNG NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG
(Dành cho sinh viên cao đẳng khóa 2008 và đại học khóa 2011
trở đi)
Tiêu đề: Có phải bong bóng giá cổ phiếu là những yếu tố quyết định đầu tư của
doanh nghiệp? – Trường hợp của Việt Nam.
GIỚI THIỆU
Thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu bùng phát kể từ khi Việt Nam
chính thức gia nhập WTO vào tháng 1 năm 2007. Gia nhập vào nền kinh tế thế giới
đã tạo ra nhiều cơ hội cho các nhà đầu tư trong nước làm giàu từ thị trường chứng
khoán. Ra quyết định đầu tư dựa trên các tin đồn hơn là các thông tin đáng tin cậy
của các nhà đầu tư trong nước là nguyên nhân chính khiến cho thị trường chứng
khoán Việt Nam dao động bất thường
1
.
Theo các nhà phân tích tài chính, giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán
Việt Nam được định giá quá cao, chủ yếu là do “cung” cổ phiếu thấp và “cầu” cổ
phiếu cao của các nhà đầu tư cá nhân. Giá của các cổ phiếu blue chip được bán gấp
40 đến 50 lần lợi nhuận trên vốn cổ phần (EPS). Nhiều nhà đầu tư bán cổ phiếu một
khi họ tin rằng giá của chúng không còn cơ hội để tăng trưởng bằng cách tìm kiếm
các cổ phiếu có cơ hội tăng trưởng trong các lần phát hành đầu tiên ra công chúng
sắp tới. Số tiền bán cổ phiếu lúc đó được dùng để đầu tư vào các cổ phiếu sắp niêm
yết.
Mục tiêu của nghiên cứu này là xem xét mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và đầu
tư của doanh nghiệp trong bối cảnh của nền kinh tế Việt Nam. Cụ thể hơn, chúng tôi
muốn tìm hiểu xem liệu sự phân tán niềm tin của nhà đầu tư trong điều kiện hạn chế
bán khống cổ phiếu có phải là nguyên nhân làm cho giá cổ phiếu cao hơn giá trị
1

John Shrimpton – Dragon Capital Investment Fund
1
thực của chúng. Khi bong bóng giá cổ phiếu xảy ra trong điều kiện hạn chế bán
không cổ phiếu, các doanh nghiệp thường phản ứng với tình huống này bằng cách
phát hành thêm nhiều cổ phiếu mới. Hành vi này giúp làm giảm chi phí vốn cho công
ty phát hành và làm tăng đầu tư thực của doanh nghiệp (Gilchrist et al., 2004). Mặc
dù có rất nhiều nghiên cứu trước đây tập trung vào các ảnh hưởng của bong bóng giá
cổ phiếu đối với đầu tư của doanh nghiệp trong các nền kinh tế phát triển, nhưng
những loại nghiên cứu như thế này lại có rất ít trong các nền kinh tế chuyển đổi như
Việt Nam. Nghiên cứu này cố gắng lắp vào khoảng trống này bằng cách sử dụng dữ
liệu của các công ty niêm yết và những dự báo của các nhà phân tích đến từ các quỹ
đầu tư và các công ty chứng khoán trong một mô hình VAR theo dữ liệu bảng, với ý
đồ là kiểm định giả thuyết “lan rộng sự phân tán niềm tin của nhà đầu tư có liên
quan đến phát hành cổ phiếu mới, chỉ số đầu tư Q của Tobin, và đầu tư thực”, như
đã được Gilchrist et al., (2004) đề xuất.
CƠ SỞ LÝ LUẬN
Nhiều cuộc nghiên cứu lý thuyết đã tập trung phân tích các ảnh hưởng của
niềm tin không đồng nhất của nhà đầu tư. Ví dụ như, Miller (1997) là người tiên
phong trong việc phân tích cổ phiếu được định giá cao do niềm tin của các nhà đầu
tư không đồng nhất. Trong mô hình của ông ta, giá cổ phiếu sẽ phản ánh phương
pháp định giá của nhà đầu tư lạc quan hơn là phương pháp định giá của nhà đầu tư bi
quan trong điều kiện giới hạn về việc bán khống cổ phiếu. Điều này có thể ảnh
hưởng đáng kể đến giá cân bằng (giá cổ phiếu tại đó thị trường ở trạng thái cân bằng)
và lợi nhuận kỳ vọng. Do giá cổ phiếu chỉ phản ánh đến niềm tin của nhà đầu tư lạc
quan, nên giá có thể cao hơn giá trị thực của nó. Tương tự, Chen et at., (2002) đã
kiểm định lý thuyết của Miller (1997) bằng cách tạo ra một biến hồi quy đại diện
đáng tin cậy dựa trên cơ sở kiểm tra dữ liệu về độ rộng của quyền sở hữu
2
để biết
được việc bán khống cổ phiếu giới hạn chặt chẽ như thế nào. Khi độ mở của một cổ

phiếu thấp (ví dụ như khi có nhiều nhà đầu tư có phương pháp định giá bi quan
2
Họ xác định “độ rộng” như là số lượng của các nhà đầu tư có vị thế “trường” đối với một loại
cổ phiếu cụ thể.
2
không tham gia vào giá cổ phiếu), bong bóng giá cổ phiếu có thể bị thổi phồng lên,
vì thế lợi nhuận kỳ vọng sẽ giảm.
Một vài cuộc nghiên cứu đã mở rộng mô hình của Miller cũng được xem xét
trong cơ sở lý luận. Ví dụ, Harrison & Kreps (1979) đã xem xét ảnh hưởng của giao
dịch đầu cơ như là hậu quả của bong bóng giá tài sản. Scheinkman & Xiong (2003)
đã theo sau ý tưởng của Harris & Kreps (1978) để nghiên cứu sự quá tự tin như là
một nguồn của sự bất đồng quan điểm. Trong mô hình của họ, bong bóng có thể phát
sinh do sự bất đồng về quan điểm khi mà các nhà đại diện thanh toán với mức giá
cao hơn mức giá mà họ đã định về cổ tức tương lai. Abreu & Brunnermeier (2003)
đã giới thiệu một mô hình trong đó bong bóng tài sản có thể tồn tại cho dù có sự hiện
diện của các nhà kinh doanh chênh lệch giá. Họ biết giá quá cao và cố gắng tìm cách
để điều chỉnh sự bất hợp lý này.
Nhiều cuộc nghiên cứu ứng dụng tập trung vào các ảnh hưởng của bong bóng
giá cổ phiếu đối với đầu tư của doanh nghiệp cũng đã ũng hộ cho các giả định của
các mô hình lý thuyết được đề cập ở trên
3
. Chen et al., (2002) đã lượng hóa “độ mở”
dựa trên một số quỹ đầu tư trong điều kiện giới hạn bán khống cổ phiếu và nhận thấy
rằng giá cổ phiếu bị ảnh hưởng bởi sự bất đồng về quan điểm và những hạn chế của
việc bán khống cổ phiếu. Họ đã kết luận rằng độ mở về quyền sở hữu là một chỉ báo
định giá cổ phiếu. Thay vì sử dụng dữ liệu theo quý của các quỹ đầu tư, Diether et
al., (2002) phân tích vai trò phát tán về dự báo lợi nhuận của các nhà phân tích để
tiên đoán lợi nhuận cổ phiếu trong tương lai. Sử dụng sự phát tán dự báo của các nhà
phân tích về lợi nhuận tương lai như là một biến đại diện cho bong bóng, họ đã tìm
thấy rằng cổ phiếu có độ phát tán cao trong dự báo lợi nhuận của nhà phân tích thì có

lợi nhuận tương lai thấp khác thường. D’Avolio (2003) đã đưa ra một nghiên cứu có
liên quan, chủ yếu tập trung vào thị trường cho vay và đi vay cổ phiếu và sử dụng dữ
liệu của nguồn cung dư nợ, phí cho vay, và vốn thu hồi. Dữ liệu cho thấy những hạn
chế của việc bán khống có khuynh hướng gia tăng trong sự bất đồng quan điểm của
nhà đầu tư.
3
Ví dụ như Diether et al., 2002; Chen et al., 2002; Jones & Lamont 2002; Ofek & Richardson
2003; D’Avolio’s 2003.
3
Nghiên cứu này gần giống với nghiên cứu về lý thuyết và định lượng của
Gilchrist et al., (2004). Tác giả đã xem xét kết quả về hành vi tài trợ và đầu tư của
doanh nghiệp. cụ thể hơn, doanh nghiệp trong mô hình của Gilchrist et al., (2004)
không bị giới hạn về năng lực bán khống cổ phiếu và các doanh nghiệp này có thể bị
áp lực từ sự tuột dốc về nhu cầu cổ phiếu mới. Mô hình của họ chỉ rằng những niềm
tin trái chiều chỉ áp dụng đối với các tài sản lưu động của doanh nghiệp, trong khi đó,
trong thực tế các nhà quản trị doanh nghiệp lại đầu tư quá nhiều vào tài sản ngắn hạn
bởi vì thị trường định giá quá cao về những loại tài sản này. Hành vi này có thể là
nguyên nhân dẫn đến bong bóng giá cổ phiếu, gây nhiều biến động cho hoạt động tài
trợ và đầu tư thực của doanh nghiệp.
PHƯƠNG PHÁP NGHIỆN CỨU
Chúng tôi sử dụng mô hình VAR dữ liệu bảng để ước tính các ảnh hưởng của
các cú sốc phân tán niềm tin đối với đầu tư của doanh nghiệp, như Gilchrist et al.,
(2004) đã đề xuất. Mô hình của họ cho thấy rằng các hàm số cảm ứng đẩy (impulse
response functions) có khả năng tạo ra những cú sốc phân tán dương, vì thế làm gia
tăng giá trị Tobin Q cao, phát hành cổ phiếu tăng, và đầu tư thực cũng tăng cao hơn.
Mô hình cũng lượng hóa các thành phần của phương sai để đánh giá tầm quan trọng
của các cú sốc phân tán. Điều này cho thấy rằng các cú sốc phân tán có ảnh hưởng
lớn đến phát hành cổ phiếu, ảnh hưởng với mức độ vừa phải đến chỉ số đầu tư Tobin
Q, và ảnh hưởng tương đối thấp đến đầu tư thực.
Không giống với các nghiên cứu ứng dụng trước đây, chúng tôi xây dựng một

biến để đo lường các cú sốc phân tán hơn là sử dụng Tobin Q để ước tính các ảnh
hưởng của bong bóng đến đầu tư như Gilchrist et al., (2004) đã làm. Các nhà nghiên
cứu trước đây bình luận rằng các cơ hội đầu tư không thể lượng hóa được bằng
Tobin Q bởi vì nó cũng lệ thuộc vào bong bóng cổ phiếu. Kết quả này phù hợp với
nghiên cứu của Panageas (2004). Tác giả cho rằng Tobin Q là một chỉ số thống kê
đầy đủ cho đầu tư thậm chí trong trường hợp không có bong bóng cổ phiếu.
Nhiều bằng chứng khác cũng ũng hộ kết quả này. Ví dụ như Blanchard et al.,
(1993) đã so sánh những tác động của đầu tư đối với Tobin Q và chỉ số cơ bản và
4
nhận thấy rằng các chỉ số này có ảnh hưởng lớn đến đầu tư. Chirinko & Schaller
(2001) phân tích các ảnh hưởng của các chỉ số cơ bản và Tobin Q đối với đầu tư và
chỉ ra bằng chứng về sự tồn tại bong bóng cổ phiếu. Tương tự, Erickson & Whited
(1999) đã xem xét mối quan hệ giữa đầu tư và Q và tìm thấy rằng bong bóng giá cổ
phiếu là một nguồn sai số đầu tư trong Tobin Q.
Chúng tôi sử dụng các biến tương tư như Gilchrist et al., (2004) đã đề xuất:
* Đầu tư (Investment) là tỷ số của chi tiêu vốn đối với giá trị ghi sổ thuần đầu kỳ của
tài sản cố định hữu hình (bất động sản, nhà máy, và trang thiết bị)
* Lợi nhuận vốn biên tế (Marginal profit of capital) là lô-ga-rít của tỷ số giữa
doanh thu và giá trị ghi sổ của tài sản hữu hình của năm trước đó)
* Độ phân tán (Dispersion) là lô-ga-rít giá trị bình quân năm tài chính của độ lệch
chuẩn theo tháng của các dự báo về EPS của các nhà phân tích, nhân với số lượng
cổ phiếu, và tất cả chia cho giá trị ghi sổ của tổng tài sản.
* Phát hành cổ phần mới (Net equity issuance) là tiền mặt có được từ việc phát hành
cổ phiếu mới trừ đi tiền mặt được dùng để mua cổ phiếu trong suốt năm tài chính,
tất cả chia cho giá trị ghi sổ đầu kỳ của vốn cổ phần.
* Tobin’s Q là thị giá của vốn cổ phần cộng giá trị ghi sổ của tổng nợ, tất cả chia
cho giá trị ghi sổ đầu kỳ của tổng tài sản.
* Mô hình: ĐẦU TƯ = CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN ĐẦU TƯ (Lợi nhuận
vốn biên tế, độ phân tán, phát hành cổ phiếu mới, Tobin Q)
DỮ LIỆU (data)

* Mô tả mẫu (data description)
Nghiên cứu này sử dụng mẫu bao gồm 193 công ty Việt Nam niêm yết trên 2
sàn giao dịch TPHCM và Hà Nội. Sàn giao dịch Hà Nội chính thức hoạt động ngày
28/7/2005 chỉ có 84 cổ phiếu vừa và nhỏ niêm yết, trong đó, gần một nữa là thuộc sở
hữu Nhà nước, phần còn lại do những người bên trong và bên ngoài doanh nghiệp sở
hữu. Bởi vì các công ty này chỉ mới gia dịch được gần 6 năm nên báo cáo tài chính
của chúng cũng bị giới hạn về số năm hoạt động (2004-2010)
5
Sàn giao dịch TPHCM chính thức hoạt động ngày 28/7/2000. Cho đến nay đã
có trên 300 công ty niêm yết. Nhìn chung, các cổ đông sở hữu Nhà nước cũng ít hơn
các doanh nghiệp niêm yết trên sàn Hà Nội. Ngoài các cổ phiếu do Nhà nước, những
cổ động bên trong và bên ngoài doanh nghiệp, và cổ đông nước ngoài, có một số
lượng tương đối nhỏ cổ phiếu được làm cổ phiếu quỹ. Báo cáo thường niên cũng
được công bố công khai cho các nhà đầu tư. Mặc dù Chính phủ đã tạo nhiều điều
kiện thuận lợi để các công ty này thu hút các nhà đầu tư nước ngoài, nhưng luật pháp
lại ràng buộc họ không được phép sở hữu nhiều hơn 49% trong tổng số các cổ phiếu
đã phát hành. Điều này đã làm nãn lòng các nhà đầu tư chiến lược nước ngoài tham
gia vào thị trường chứng khoán Việt Nam. Hơn nữa, hầu hết tất cả các công ty đã cổ
phần hóa có kích cở tương đối vừa và nhỏ trong khi đó các đại gia như Việt nam
Airline, tập đoàn viễn thông, tập đoàn điện lực,… vẫn còn sở hữu Nhà nước.
Dữ liệu bao gồm thông tin tài chính và kế toán đã được kiểm toán bao gồm
193 công ty niêm yết trong khoảng thời gian từ 1998 đến 2007. Các công ty niêm yết
không thể đại diện cho lực lượng công nghiệp Việt Nam bởi lẽ các tập đoàn kinh tế
Nhà nước đang trên đường cổ phần hóa. Trong khi, hầu hết các công ty niêm yết vừa
và nhỏ thì nhiều công ty đã cổ phần hóa và có các tiêu chuẩn đầy đủ để niêm yết thì
lại đang giao dịch trên thị trường tự do hơn là niêm yết trên thị trường tập trung.
Điều này có thể được lý giải là vì chi phí cho việc công bố thông tin và các chuẩn
mực giám sát doanh nghiệp cao đã vượt quá lợi nhuận sau niêm yết (Chun et al.,
2003). Hậu quả là, mẫu lựa chọn có thể sẽ không lượng hóa được đòn bẩy tài chính
tổng hợp trong nền kinh tế.

* Thu thập dữ liệu (data collection)
Tất cả các báo cáo tài chính của công ty niêm yết được công bố rộng rãi trên các
trang web của các công ty chứng khoán. Các báo cáo này bao gồm dữ liệu về doanh
thu, chi tiêu vốn, dòng tiền thuần từ phát hành cổ phiếu, tổng tài sản, tổng nợ phải
trả, cổ phiếu ưu đãi, bất động sản, đất và trang thiết bị. Các biến này được dùng với
dữ liệu từ các dự báo của các nhà phân tích của 35 quỹ đầu tư (23 quỹ đầu tư nước
6
ngoài và 12 quỹ trong nước). Với một nguồn dữ liều phong phú như thế, chúng tôi hy
vọng có đủ dữ liệu cho nghiên cứu này.
DỰ THẢO NGÂN SÁCH (Budgeting)
Nghiên cứu này được thực hiện từ nguồn kinh phí của tác giả.
THỜI GIAN THỰC HIỆN (Timeline)
Nghiên cứu này dự định thực hiện trong 3 tháng:
Stage 1 – Tháng 3/2011 – 4/2011: Viết cơ sở lý luận và thu thập dữ liệu
Stage 2 – Tháng 4/2011 – 5/2011: Xử lý dữ liệu và bắt đầu viết luận văn
Stage 3 – Tháng 5/2011 – 6/2011: Hoàn tất và nộp giáo viên hướng dẫn và chuẩn bị
bảo vệ.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Abreu, D. & Brunnermeier, K.M. 2003, ‘Bubbles and crashes’, Econometrica, Vol. 71,
No.1 (January, 2003), 173-204.
Chen, J., Hong, H., & Stein, C.J. 2002, ‘Breadth of ownership and stock returns’,
Journal of Financial Economics 66, 171-205.
Chirinko, R.S. and H. Schaller, 2001, ‘Business fixed investment and ‘bubbles’: The
Japanese case’, American Economic Review 91, 663-680.
Chun, B.J., Hattori, H., Zhang, X., Cyhn, J.M., & Bui, T.N. 2003, ‘Vietnam: Capital
market roadmap – challenges and policy options’, Asian Development Bank-
Governance, finance, & trade division- Mekong Department, 2003.
D’Avolio, G.D. 2002, ‘The market for borrowing stock’, Journal of Financial Economics
66, 271-306.
Diether, K.B., Malloy, C.J., & Scherbina, A. 2002, ‘Differences of opinion and the

cross-section of stocks returns’, Journal of Finance 57, 2113-2141.
Erickson, T. & Whited, T. 1999, ‘Measurement error and the relation between
investment and q’, Journal of Political Economy 108, 1027-1057.
Gilchrist, S., Himmelberg, C.P., & Huberman, G. 2004, ‘Do stock price bubbles
influence corporate investment’, NBER Working Paper Series 10537.
Harrison, M. & Kreps, D. 1979, ‘Martingales and arbitrage in multi-period security
7
markets’, J. Economic Theory 20, 381 408.
John, S. – Dragon Capital Investment Fund, VNEXPRESS NEWS, April 29, 2007.
Jones, C. & Lamont, O. 2002, ‘Short-sale constraints and stock returns’, Journal of
Financial Economics 66, 207.39.
Miller, E.M. 1977, ‘Risk, uncertainty, and divergence of opinion’, Journal of Finance 32,
1151-1168.
Ofek, E. & Richardson, M. 2003, ‘Dotcom mania: The rise and fall of internet stock
prices’, Journal of Finance 58, 1113.1137.
Panageas, S. 2004, ‘Speculation, overpricing, and investment: theory and empirical
evidence’, MIT Mimeo.
Scheikman, J. & Xiong, W. 2003, ‘Overconfidence and bubbles’, The Journal of
Political Economy 111, 1183-1219.
8