Một mô hình ba nhân tố tốt hơn trong việc giải thích các bất thường

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG
VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG
LONG CHEN và LU ZHANG

GVHD:

TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ

Nhóm 25

Tp.Hồ Chí Minh, tháng 03 năm 2013


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

MỤC LỤC
MỤC LỤC................................................................................................................................................2
Giới thiệu................................................................................................................................................3
Mục tiêu nghiên cứu...............................................................................................................................3
Phương pháp nghiên cứu.......................................................................................................................3
I. Phát triển giả thuyết............................................................................................................................4
A. Giả thuyết đầu tư...........................................................................................................................5
A.1. Trực giác..................................................................................................................................5
A.2. Gợi ý danh mục.......................................................................................................................6
B. Giả thuyết ROA...............................................................................................................................7
B.1. Trực giác..................................................................................................................................7
B.2. Gợi ý danh mục........................................................................................................................7
II. Các nhân tố giải thích.........................................................................................................................8

A. Nhân tố đầu tư...............................................................................................................................8
B. Nhân tố ROA.................................................................................................................................11
III. Kiểm định mô hình mới...................................................................................................................12
A. Tỷ suất sinh lợi ngắn hạn ở giai đoạn trước..................................................................................12
B. Kiệt quệ........................................................................................................................................17
C. Phát hành cổ phiếu ròng...............................................................................................................19
D. Tăng trưởng tài sản.......................................................................................................................21
E. Thu nhập bất ngờ..........................................................................................................................22
F. Giá trị sổ sách trên giá thị trường của vốn cổ phần.......................................................................23
G. Ngành công nghiệp, Beta CAPM và giá trị thị trường của vốn cổ phần........................................25
IV. Kết luận............................................................................................................................................27

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Giới thiệu
Mặc dù có những đóng góp rất đẹp về mặt lý thuyết, việc tiến hành thực nghiệm mô
hình CAPM của Sharpe (1964) và Lintner (1965) là rất khó khăn. Fama và French
(1993), cùng với những người khác, đã thêm một số nhân tố cho mô hình CAPM để
giải thích những gì CAPM không giải thích được.
Tuy nhiên, trong hai thập kỷ qua, ngày càng cho thấy ngay cả mô hình có ảnh hưởng
lớn của Fama-French cũng không thể giải thích nhiều mẫu dữ liệu chéo. Ví dụ nổi bật
như mối quan hệ cùng chiều của tỷ suất sinh lợi trung bình với tỷ suất sinh lợi ngắn
hạn ở giai đoạn trước và thu nhập trước bất ngờ, cũng như mối quan hệ ngược chiều
của tỷ suất sinh lợi trung bình với kiệt quệ tài chính, phát hành cổ phiếu ròng, và tăng
trưởng tài sản.

Bài viết này phát triển một mô hình 3 nhân tố mới từ lý thuyết q, hướng tới giải quyết
các mẫu dữ liệu chéo mà mô hình Fama và French không giải thích được. Đóng góp
quan trọng của bài viết là đưa ra mô hình nhân tố mới đáng tin cậy để ước lượng tỷ
suất sinh lợi kỳ vọng.
Mô hình của Fama-French (1996), mô hình ba nhân tố của họ tổng kết sự hiểu biết
của chúng ta về tỷ suất sinh lợi từ giữa những năm 1990. Tương tự, mô hình mới của
bài viết này tổng kết hiểu biết của chúng ta về tỷ suất sinh lợi cuối những năm 2000.

Mục tiêu nghiên cứu
- Tìm ra mô hình nhân tố mới ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi.
- So sánh hiệu quả mô hình mới này với mô hình CAPM và mô hình của FamaFrench.

Phương pháp nghiên cứu
- Xây dựng một cấu trúc 2 thời kỳ, kết hợp với lý thuyết q để tìm ra nhân tố mới ảnh
hưởng đến tỷ suất sinh lợi.
- Kiểm định mô hình mới trên các danh mục được sắp xếp theo các tiêu chí khác nhau.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

3


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

I. Phát triển giả thuyết
Bài viết phát triển các giả thuyết có thể kiểm định từ lý thuyết q (Tobin (1969) và
Cochrane (1991)). Phác thảo một cấu trúc hai thời kỳ như sau: Có hai thời kỳ, 0 và 1,
và các công ty không đồng nhất, được ký hiệu là j. Lợi nhuận hoạt động của công ty j
được cho bởi

ở thời kỳ 0 và

sản sản suất của công ty ở thời kỳ 0 và 1,

ở thời kỳ 1. Trong đó Aj0, Aj1 là quy mô tài
,

là tỷ suất sinh lợi trên tài sản của

công ty ở thời kỳ 0 và 1. Công ty j bắt đầu với tài sản A j0, đầu tư ở thời kỳ 0, sản xuất
trong cả 2 thời kỳ và kết thúc vào cuối thời kỳ 1 với giá trị thanh lý là (1 – )Aj1, với
là tỷ lệ khấu hao. Tài sản biến đổi theo A j1 = Ij0 + (1 - δ)Aj0, Ij0 là đầu tư. Đầu tư dẫn
đến chi phí điều chỉnh bậc hai (a / 2) (I j0/Aj0)2Aj0, a > 0 là một hằng số. Công ty j có tỷ
lệ chiết khấu là rj. Tỷ lệ chiết khấu giữa các công ty là khác nhau, do rủi ro của công ty
trong nền kinh tế vĩ mô. Công ty chọn A j1 để tối đa hóa giá trị thị trường vào đầu thời
kỳ 0:

(2)
Giá trị thị trường là dòng tiền tự do của thời kỳ 0,

, cộng

với giá trị chiết khấu của dòng tiền tự do ở thời kỳ 1,

. Công

ty không đầu tư ở thời kỳ 1, do vậy dòng tiền tự do ở thời kỳ 1 chỉ đơn giản là tổng
của lợi nhuận hoạt động và giá trị thanh lý.
Sự đánh đổi của công ty j đơn giản là: dòng tiền tự do thấp ở thời kỳ 0 thay cho dòng
tiền tự do cao hơn ở thời kỳ 1. Cho đạo hàm bậc nhất của biểu thức (2) theo A j1 bằng

0.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

4


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

(3)
Tử số ở vế phải là lợi ích biên của đầu tư bao gồm năng suất biên của vốn (TSSL trên
tài sản),

, và giá trị thanh lý biên của vốn, 1- . Mẫu số là chi phí biên của đầu tư

bao gồm chi phí mua biên của đầu tư (một) và chi phí điều chỉnh biên, a(I j0/Aj0). Điều
kiện này nói rằng lợi ích biên của đầu tư chiết khấu về thời điểm 0 phải bằng chi phí
biên của đầu tư. Một cách tương đương, tỷ suất sinh lợi của đầu tư, được định nghĩa là
tỷ số lợi ích biên của đầu tư ở thời kỳ 1 trên chi phí biên của đầu tư ở thời kỳ 0, phải
bằng tỷ lệ chiết khấu, như Cochrane (1991).

A. Giả thuyết đầu tư
Giả Thuyết 1: Với ROA dự kiến cho trước, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng thấp khi đầu tư
trên tài sản cao. Cơ chế này dẫn đến các mối quan hệ ngược chiều của tỷ suất sinh lợi
trung bình với phát hành cổ phần ròng, tăng trưởng tài sản, các chỉ số định giá, tăng
trưởng doanh số dài hạn trong quá khứ, và tỷ suất sinh lợi dài hạn ở giai đoạn trước.

A.1. Trực giác
Các công ty đầu tư nhiều hơn khi q biên (giá trị hiện tại ròng của dòng tiền tương lai
được tạo ra từ một đơn vị vốn tăng thêm) cao. Với ROA dự kiến hoặc dòng tiền dự

kiến cho trước, tỷ lệ chiết khấu thấp làm tăng q biên và tăng đầu tư, tỉ lệ chiết khấu cao

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

5


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

làm giảm q biên và đầu tư giảm. Với dòng tiền dự kiến cho trước, chi phí vốn cao hàm
ý hiện giá thuần của dự án mới thấp và đầu tư thấp, và chi phí vốn thấp ngụ ý hiện giá
thuần của dự án mới cao và đầu tư cao.
A.2. Gợi ý danh mục
Phát hành cổ phiếu ròng và tăng trưởng tài sản có tương quan dương với đầu tư.
Bảng cân đối của các công ty gợi ý rằng việc sử dụng nguồn vốn phải bằng với nguồn
vốn của công ty, nghĩa là công ty có phát hành cổ phiếu phải đầu tư nhiều hơn và tỷ
suất sinh lợi trung bình thấp hơn công ty không phát hành. Tương tự cho trường hợp
tăng trưởng tài sản. Cooper và các cộng sự (2008) cũng đã chứng minh rằng tăng
trưởng tài sản dự báo tỷ suất sinh lợi trong tương lai sẽ giảm.
Phần bù giá trị cũng có thể được giải thích bằng cách sử dụng mối tương quan âm
của đầu tư và tỷ suất sinh lợi lợi nhuận dự kiến: đầu tư trên tài sản là một hàm tăng
theo q biên (mẫu số của phương trình (3)). q biên có tương quan âm với q trung bình.
Tuy nhiên, q trung bình của công ty và giá trị thị trường trên giá trị sổ sách của vốn cổ
phần có tương quan cao, và bằng nhau khi không có vay nợ. Như vậy, các công ty giá
trị với BE/ME cao thì đầu tư nhiều hơn và có tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn các
công ty tăng trưởng với giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp. Nhìn chung, các công
ty có chỉ số định giá cao có nhiều cơ hội tăng trưởng hơn, đầu tư nhiều hơn, và có tỷ
suất sinh lợi kỳ vọng thấp hơn các công ty có chỉ số định giá thấp.
Đối với đòn bẩy thị trường, Fama và French (1992) đo lường đòn bẩy thị trường
bằng tỷ lệ tổng tài sản chia giá trị thị trường của vốn cổ phần. Bằng trực giác, bởi vì

giá trị thị trường của vốn cổ phần ở mẫu số, đòn bẩy cao báo hiệu cơ hội tăng trưởng
thấp, đầu tư thấp, tỷ suất sinh lợi dự kiến cao, và đòn bẩy thấp báo hiệu cơ hội tăng
trưởng cao, đầu tư cao, và tỷ suất sinh lợi dự kiến thấp.
Chỉ số định giá có thể là hệ quả của những cú sốc. Như vậy, chỉ số định giá cao của
các công ty tăng trưởng có thể biểu hiện như tăng trưởng doanh thu cao trong quá
khứ và tỷ suất sinh lợi dài hạn cao ở giai đoạn trước. Những công ty này đầu tư
nhiều hơn và có tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn so với các công ty có tỷ suất sinh
lợi dài hạn thấp ở giai đoạn trước và tăng trưởng doanh thu trong quá khứ thấp.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

6


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

B. Giả thuyết ROA
Giả thuyết 2: Với đầu tư trên tài sản cho trước, công ty có ROA dự kiến cao sẽ có tỷ
suất sinh lợi kỳ vọng cao hơn so với công ty có ROA dự kiến thấp. Mối tương quan
dương này của ROA và tỷ suất sinh lợi dự kiến dẫn đến mối tương quan dương giữa
tỷ suất sinh lợi trung bình và tỷ suất sinh lợi ngắn hạn ở giai đoạn trước và thu nhập
bất ngờ cũng như mối tương quan âm của tỷ suất sinh lợi trung bình và kiệt quệ tài
chính.
B.1. Trực giác
Phương trình (3) cho thấy, nếu cố định I j0/Aj0, ROA dự kiến cao, tức

cao, làm cho

rj cao, tức tỷ suất sinh lợi kỳ vọng sẽ cao.
Ngoài ra, lý thuyết q cũng giải thích mối tương quan dương giữa ROA và tỷ suất sinh

lợi dự kiến. Tỉ lệ chiết khấu cao là cần thiết để bù đắp ROA dự kiến cao nhằm làm
giảm hiện giá thuần của vốn mới và do đó đầu tư thấp. Nếu tỉ lệ chiết khấu không đủ
cao để chống lại ROA dự kiến cao, các công ty sẽ nhìn vào hiện giá thuần của vốn mới
cao và do đó đầu tư nhiều hơn.
B.2. Gợi ý danh mục
Đầu tiên, sắp xếp danh mục theo tỷ suất sinh lợi ngắn hạn ở giai đoạn trước sẽ tạo
ra chênh lệch ROA dự kiến. Bằng trực giác, những cú sốc với thu nhập tương quan
dương với các cú sốc đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu cùng kỳ. Các công ty có thu nhập
bất ngờ dương có thể tăng giá cổ phiếu ngay lập tức, trong khi các công ty với thu
nhập bất ngờ âm có thể giảm giá cổ phiếu ngay lập tức. Như vậy, cổ phiếu tăng giá với
tỷ suất sinh lợi ngắn hạn cao ở giai đoạn trước sẽ có ROA dự kiến cao hơn và tỷ suất
sinh lợi trung bình cao hơn cổ phiếu giảm giá với tỷ suất sinh lợi ngắn hạn thấp ở giai
đoạn trước.
Thứ hai, các công ty ít kiệt quệ sẽ sinh lợi nhiều hơn (ROA dự kiến cao hơn), khi các
yếu tố khác bằng nhau, sẽ có tỷ suất sinh lợi trung bình cao hơn, trong khi các công ty
kiệt quệ hơn thì sinh lợi thấp hơn (ROA dự kiến thấp hơn) sẽ có tỷ suất sinh lợi trung
bình thấp hơn. Như vậy, tác động của kiệt quệ có thể được giải thích bằng cách sử
dụng mối tương quan dương giữa ROA và tỷ suất sinh lợi dự kiến.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

7


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Cuối cùng, sắp xếp dựa trên thu nhập bất ngờ nên tạo ra sự chênh lệch ROA dự kiến
giữa các danh mục. Bằng trực giác, các công ty có thu nhập bất ngờ dương sẽ tạo ra
nhiều lợi nhuận hơn so với các công ty có thu nhập bất ngờ âm.

II. Các nhân tố giải thích
Tác giả kiểm định giả thuyết đầu tư và giả thuyết ROA bằng cách sử dụng phương
pháp danh mục Fama-French. Các nhân tố mới dựa vào đầu tư trên tài sản và ROA
được xây dựng tương tự như Fama và French (1993, 1996) xây dựng nhân tố quy mô
và giá trị. Tác giả cũng bao gồm nhân tố thị trường, và sử dụng kết quả mô hình ba
nhân tố mới này để mô tả chi tiết tỷ suất sinh lợi.
Tỷ suất sinh lợi hàng tháng, cổ tức, và giá cả được thu thập từ Center for Research in
Security Prices (CRSP) và thông tin kế toán thu thập từ Compustat Annual and
Quarterly Industrial Files. Mẫu từ tháng 1 năm 1972 đến tháng 12 năm 2006. Loại trừ
các công ty tài chính và các công ty có giá trị sổ sách của vốn cổ phần âm.

A. Nhân tố đầu tư
Đầu tư trên tài sản (I/A) là sự thay đổi hàng năm trong bất động sản, nhà xưởng, máy
móc, thiết bị cộng với sự thay đổi hàng năm của hàng tồn kho chia giá trị sổ sách của
tài sản có độ trễ. Thay đổi trong bất động sản, nhà xưởng, máy móc, thiết bị phản ánh
đầu tư vốn vào tài sản dài hạn được sử dụng cho hoạt động trong nhiều năm như các
công trình xây dựng, máy móc, trang thiết bị. Thay đổi hàng tồn kho nắm bắt đầu tư
vốn vào tài sản ngắn hạn được sử dụng trong một chu kỳ hoạt động bình thường như
hàng hóa, nguyên liệu, vật tư.
Nhân tố đầu tư, rINV, được xây dựng bằng cách sắp xếp two-by-three dựa trên quy mô
và I/A.
Vào tháng 6 mỗi năm, chia cổ phiếu NYSE, Amex, và NASDAQ thành ba nhóm I/A
dựa trên các điểm ngắt 30% thấp, 40% trung bình, và 30% cao. Sử dụng trung vị giá
trị thị trường NYSE của vốn cổ phần (giá cổ phiếu nhân với cổ phiếu đang lưu hành)
để chia cổ phiếu NYSE, Amex, và NASDAQ thành hai nhóm. 6 danh mục được hình
thành từ các giao điểm của 2 nhóm quy mô và 3 nhóm I/A. Trọng số tỷ suất sinh lợi
hàng tháng của 6 danh mục được tính từ tháng 7 năm t đến tháng 6 năm t + 1, và danh
mục cân bằng lại vào tháng sáu năm t + 1. Nhân tố đầu tư là sự khác biệt (low-minus-

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

8


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

high), mỗi tháng, giữa trung bình đơn giản của tỷ suất sinh lợi trên hai nhóm danh mục
I/A-thấp và trung bình đơn giản của lợi nhuận trên hai nhóm danh mục I/A-cao.
Từ Bảng I, tỷ suất sinh lợi rINV trung bình trong mẫu từ năm 1972 đên 2006 là
0,43%/tháng (t = 4,75). Hồi quy rINV theo nhân tố thị trường tạo ra một alpha bằng
0,51%/tháng (t = 6,12) và R2 là 16%. Nhân tố rINV cũng có tương quan cao 0.51 với
HML. Từ Phụ lục Internet, phân loại dựa trên I/A tạo ra chênh lệch lớn: danh mục I/Athấp và quy mô nhỏ có I/A trung bình -4,27% /năm, trong khi danh mục I/A-cao và
quy mô nhỏ có trung bình 30,15%.

Ngoài ra, bài viết cũng tiến hành phân loại two-by-three hàng năm theo quy mô và I/A
ngành công nghiệp bằng cách sử dụng 48 ngành công nghiệp của Fama và French
(1997), và nhận thấy rằng tác động của ngành công nghiệp đến nhân tố đầu tư là tương
đối nhỏ.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

9


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

10

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

B. Nhân tố ROA
Xây dựng rROA bằng cách sắp xếp dựa trên ROA hiện tại (khác với ROA dự kiến).
Fama và French (2006) cho thấy khả năng sinh lợi hiện tại là yếu tố dự báo mạnh nhất
về khả năng sinh lợi trong tương lai. Ngoài ra, bởi vì r ROA là phù hợp nhất để giải thích
thu nhập bất ngờ, tỷ suất sinh lợi giai đoạn trước, và các tác động của kiệt quệ.
ROA là thu nhập trước các khoản mục bất thường chia cho tổng tài sản của quý cuối
cùng. Mỗi tháng từ tháng 1 năm 1972 đến tháng 12 năm 2006, chia cổ phiếu NYSE,
Amex, và NASDAQ thành ba nhóm dựa trên các điểm ngắt cho 30% thấp, trung bình
40%, và 30% dựa trên ROA hàng quý từ 4 tháng trước. Áp đặt độ trễ 4 tháng để đảm
bảo rằng thông tin kế toán theo yêu cầu được biết đến trước khi hình thành các danh
mục. Sử dụng trung vị NYSE mỗi tháng để chia cổ phiếu NYSE, Amex, và NASDAQ
thành hai nhóm. 6 danh mục từ các giao điểm của 2 nhóm quy mô và ba nhóm ROA.
Trọng số của tỷ suất sinh lợi hàng tháng của sáu danh mục được tính toán cho tháng
hiện tại, và danh mục cân bằng lại hàng tháng. Nhân tố ROA là sự khác biệt (highminus-low), mỗi tháng, giữa trung bình đơn giản của tỷ suất sinh lợi 2 danh mục ROA
cao và trung bình đơn giản của tỷ suất sinh lợi 2 danh mục ROA thấp.
Từ Panel A của Bảng I, rROA có tỷ suất sinh lợi trung bình 0,96% mỗi tháng (t = 5,10)
từ tháng 1 năm 1972 đến tháng 12 năm 2006. Kiểm soát nhân tố thị trường, các nhân
tố Fama-French, và các nhân tố Carhart không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi r ROA
trung bình. Bằng chứng này có nghĩa là, giống như như r INV, rROA cũng nắm bắt được
sự thay đổi tỷ suất sinh lợi trung bình mà không có trong các nhân tố chung hiện tại.
Từ Panel B, rROA và nhân tố momentum có hệ số tương quan là 0,26, cho thấy rằng
những cú sốc đến thu nhập tương quan dương với những cú sốc đến tỷ suất sinh lợi
cùng kỳ. Hệ số tương quan giữa rINV và rROA chỉ là 0,10 (p-value = 0,05), có nghĩa là
không cần trung hòa hai nhân tố này. Từ Phụ lục Internet, sắp xếp theo ROA tạo ra
chênh lệch lớn: danh mục ROA-thấp và quy mô nhỏ có ROA trung bình -13,32%
/năm, trong khi danh mục ROA-cao và quy mô nhỏ có ROA trung bình 13,48%.
Chênh lệch ROA lớn chỉ tương ứng với chênh lệch nhỏ trong I/A: 11,49% so với

12,56% mỗi năm, giúp giải thích mối tương quan thấp giữa r INV và rROA. Chênh lệch
ROA trong các công ty nhỏ tương ứng với chênh lệch lớn trong tỷ suất sinh lợi giai

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

11


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

đoạn 2 đến 12 tháng trước, 9,55% so với 34,44%, giúp giải thích các sự tương quan
cao giữa rROA và nhân tố momentum.

12

Ngoài ra, bài viết cũng tiến hành sắp xếp two-by-three hàng tháng theo quy mô và
ROA ngành công nghiệp bằng cách sử dụng 48 ngành công nghiệp của Fama và
French (1997), và nhận thấy rằng tác động ngành công nghiệp đến nhân tố ROA là
nhỏ.

III. Kiểm định mô hình mới
Sử dụng hồi quy chuỗi thời gian đơn giản để đánh giá mô hình mới bằng cách kiểm
định danh mục được hình thành trên các biến bất thường.

Mô hình là có hiệu quả khi

không có ý nghĩa thống kê.

A. Tỷ suất sinh lợi ngắn hạn ở giai đoạn trước
Kế thừa Jegadeesh và Titman (1993), xây dựng 25 danh mục theo quy mô và

momentum bằng cách sử dụng quy ước "6/1/6". Đối với mỗi tháng t, sắp xếp cổ phiếu
dựa trên tỷ suất sinh lợi từ tháng t - 2 đến t - 7, bỏ qua tháng t - 1, và tính toán tỷ suất
sinh lợi danh mục tiếp theo từ tháng t đến t + 5. Sử dụng các ngũ phân vị giá trị thị
trường của vốn cổ phần của thị tường NYSE để sắp xếp các cổ phiếu mỗi tháng vào
năm danh mục theo quy mô. 25 danh mục được hình thành hàng tháng là các giao
điểm của 5 nhóm theo quy mô và 5 nhóm theo tỷ suất sinh lợi của giai đoạn 2 đến 7
tháng trước.
Từ Panel A của Bảng I, tỷ suất sinh lợi trung bình của winer-minus-loser (W - L) thay
đổi từ 0,85% (t = 3,01) đến 1,25% /tháng (t = 5,49). Các alpha CAPM của W - L
dương đáng kể trong cả 5 nhóm theo quy mô. Đặc biệt, W-L ở nhóm quy mô nhỏ có
Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

alpha CAPM 1,33%/tháng (t = 5.78). W-L ở nhóm quy mô nhỏ có alpha Fama French
1,44%/ tháng (t = 5.54). Loser có HML cao hơn Winner, vì vậy mô hình của họ ngược
lại với dự đoán thực tế rằng loser có tỷ suất sinh lợi trung bình cao hơn.
13

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

14

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Panel B kết quả mô hình mới. Không có W-L nào trên 5 nhóm theo quy mô có alpha
đáng kể. W-L ở nhóm quy mô nhỏ có alpha 0,54% /tháng (t = 1,70), đại diện cho sụt
giảm 59% về độ lớn so với CAPM alpha và 63% từ alpha Fama-French. Alpha trung
bình của nhóm W - L trong mô hình mới là 0,37% /tháng, trong khi nó là 1,08% trong
CAPM và 1,17% trong mô hình Fama-French.
Thành công của mô hình mới xuất phát từ hai nguồn. Đầu tiên, từ Bảng II, winner có
hệ số của rROA cao hơn loser trên tất cả các nhóm theo quy mô, đi đúng hướng để giải
thích tỷ suất sinh lợi trung bình. Chênh lệch hệ số từ 0,22 đến 0,45, trong đó, cho tỷ
suất sinh lợi trung bình rROA 0,96% /tháng, giải thích từ 0,21% đến 0,43% lợi nhuận
momentum. Thứ hai, hệ số của rINV cũng đi đúng hướng bởi vì winner có hệ số của r INV
cao hơn loser. Chênh lệch hệ số, từ 0,57 đến 0,83, đều có ý nghĩa thống kê trên các
nhóm theo quy mô. Kết hợp với tỷ suất sinh lợi trung bình r INV 0,43%/tháng, giải thích
0,25% đến 0,36% lợi nhuận momentum.
Những hệ số này ngược với trực giác. Trước đây chúng tôi cho rằng winner với các
chỉ số định giá cao nên đầu tư nhiều hơn và có hệ số của r INV thấp hơn loser. Điều này
được giải thích như sau: winner có I/A cùng kỳ cao hơn so với loser ở tháng hình
thành danh mục. Quan trọng hơn, winner cũng có I/A thấp hơn loser bắt đầu từ quý 2
đến quý 4 trước khi hình thành danh mục. Bởi vì r INV được cân bằng lại hàng năm, hệ
số của rINV cho winner phản ánh chính xác I/A của nó thấp hơn vài quý trước khi hình
thành danh mục.
Cụ thể, đối với mỗi tháng hình thành danh mục t từ tháng 1 năm 1972 đến tháng 5 năm
2006, tính toán các I/A hàng năm cho t + m, m = -60,. . . , 60. Các I/A cho t + m sau đó
được lấy trung bình trên toàn danh mục hình thành tháng t. Đối với một danh mục cho
trước, vẽ các I/A trung vị của các công ty trong danh mục. Từ Panel A của Hình 2,
mặc dù winners có I/A cao hơn trong danh mục hình thành tháng t, winner có I/A thấp
hơn loser từ tháng t - 60 đến tháng t - 8. Panel B cho thấy rằng winner có I/A cùng kỳ
cao hơn loser ở nhóm quy mô nhỏ. I/A cùng kỳ là I/A vào cuối năm tài chính hiện tại.
Ví dụ, nếu tháng hiện tại là tháng 3 hay tháng 9 năm 2003, I/A cùng kỳ là I/A cuối

năm tài chính 2003. Quan trọng hơn, Panel C cho thấy winner cũng có các I/A có độ
trễ (sorting-effective) thấp hơn loser trong các nhóm quy mô nhỏ. I/A sorting-effective
là I/A hàng năm lấy I/A tháng sáu làm cơ sở.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

15


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

16

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Ví dụ, nếu tháng hiện tại là tháng 3/2003, I/A sorting-effective là I/A cuối năm tài
chính năm 2001. Nếu tháng hiện tại là tháng 9 năm 2003, I/A sorting-effective là I/A
cuối năm tài chính 2002. Bởi vì rINV được cân bằng lại hàng năm, I/A sorting-effective
của winner thấp hơn giải thích hệ số của rINV cao hơn loser.
Cuối cùng, như dự kiến, Hình 2 cũng cho thấy rằng winner có ROA cao hơn loser 5
quý trước và 20 quý sau tháng hình thành danh mục (Panel D). Winner có ROA luôn
cao hơn so với loser, đặc biệt là ở nhóm quy mô nhỏ (Panel E và F). Bằng chứng này
giải thích hệ số của rROA của winner cao hơn loser.

B. Kiệt quệ
Chia các cổ phiếu thành 10 nhóm dựa trên O-score của Ohlson (1980) và xác suất phá
sản của Campbell et al. (2008).

Mỗi tháng từ tháng 6 năm 1975 đến tháng 12 năm 2006, chia các cổ phiếu thành 10
nhóm trên xác suất phá sản của 4 tháng trước. Trọng số của tỷ suất sinh lợi danh mục
hàng tháng được tính toán cho tháng hiện tại. Panel A Bảng III báo cáo rằng các công
ty kiệt quệ có tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn so với các công ty ít kiệt quệ. Danh
mục kiệt quệ High-minus-Low (H-L) có tỷ suất sinh lợi trung bình -1,38% /tháng (t =
-3,53). Danh mục H-L có beta thị trường 0.73 (t=5.93) trong CAPM, với alpha bằng
-1.87%/tháng (t=-5.08). Danh mục cũng có hệ số của SMB bằng 1.10 (t=7.46) và beta
thị trường bằng 0.57 (t=4.57) trong mô hình Fama-French, có alpha bằng 2.14%/tháng
(t=-6.43). Mô hình mới giảm alpha H-L còn -0.32%/tháng (t=-1.09).

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

17


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

18

Mặc dù 2 trong 10 nhóm có alpha có ý nghĩa thống kê (khác 0), mô hình không bị bác
bỏ bởi kiểm định GRS. Ngược lại, cả 2 mô hình CAPM và Fama-French đều bị bác bỏ
với mức ý nghĩa 5%.
Hệ số của rROA đi đúng hướng để giải thích tác động của kiệt quệ. Công ty kiệt quệ hơn
thì có hệ số của rROA thấp hơn những công ty ít kiệt quệ: Chênh lệch hệ số là -1.40, (t=
-14,64). Bằng chứng này có ý nghĩa bởi vì xác suất phá sản có tương quan âm cao với
khả năng sinh lợi. Từ Phụ lục Internet, ROA trung bình danh mục giảm đơn điệu từ
11,20% /năm đối với nhóm kiệt quệ thấp đến -12,32% đối với nhóm kiệt quệ cao, và
chênh lệch ROA là -23,52%, độ lệch chuẩn bằng 9,32.

Panel B của Bảng III cho thấy kết quả tương tự đối với 10 nhóm dựa trên O-score.

Nhóm O-score cao hoạt động kém hiệu quả hơn nhóm O-score thấp khoảng
-0.92%/tháng (t=-2.84), thậm chí nhóm O-score cao có beta thị trường cao hơn nhóm
O-score thấp, 1.38 so với 1.02. alpha CAPM của danh mục H-L là -1.10%/tháng (t=3.56). Nhóm O-score cao cũng có các hệ số của SMB và HML cao hơn so với nhóm
O-score thấp, alpha Fama-French của H-L là -1.44%/tháng (t=-6.49). Alpha của mô
hình mới giảm còn rất nhỏ -0.09%/tháng (t=-0.32). Hơn nữa, hệ số của r ROA là -1.07 (t=
Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

-11.03) đối với danh mục H-L. ROA danh mục trung bình giảm đơn điệu từ
9.68%/năm đối với nhóm O-score thấp đến -20.60% đối với nhóm O-score cao, và
chênh lệch ROA là -30.16%, độ lệch chuẩn là 12,66% (xem Phụ lục Internet).
19

Tóm lại, bằng chứng cho thấy tác động của kiệt quệ phần lớn nằm trong mối tương
quan âm của ROA và tỷ suất sinh lợi dự kiến. Khi kiểm soát ROA trong các hồi quy
nhân tố, tác động của kiệt quệ biến mất.

C. Phát hành cổ phiếu ròng
Vào tháng 6 mỗi năm t, sắp xếp các cổ phiếu NYSE, Amex, NASDAQ vào 10 nhóm
dựa trên phát hành cổ phiếu ròng vào cuối năm tài chính. Phát hành cổ phiếu ròng là ln
của số cổ phiếu đang lưu hành nhân với nhân tố hiệu chỉnh vào cuối năm tài chính t-1
trên số cổ phiếu đang lưu hành nhân với nhân tố hiệu chỉnh vào cuối năm tài chính t-2.
Trọng số tỷ suất sinh lợi danh mục hàng tháng được tính từ tháng 7 năm t đến tháng 6
năm t+1. Từ Panel A của Bảng IV, công ty phát hành cổ phiếu ròng cao có tỷ suất sinh
lợi trung bình thấp hơn công ty phát hành cổ phiếu ròng thấp, 0.16% so với 1%/tháng.
Danh mục H-L có tỷ suất sinh lợi trung bình -0.84%/tháng (t= -4.64), alpha CAPM
bằng -1.06% (t= -5.07), alpha Fama-French bằng -0.82%/tháng (t=-4.33).

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

20

Mô hình mới hiệu quả hơn các mô hình nhân tố truyền thống trong việc giải thích tác
động của phát hành cổ phiếu ròng. Mặc dù mô hình này bị bác bỏ trong kiểm định
GRS, nhóm phát hành cổ phiếu ròng H-L có alpha bằng -0.28%/tháng (t=-1.39). Danh
mục H-L có hệ số của rINV bằng -0.55 (t=-4.25), đúng hướng trong việc giải thích tỷ
suất sinh lợi trung bình. Các hệ số này phù hợp với đầu tư. I/A danh mục trung bình
Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

tăng gần như đơn điệu từ 6.26%/năm đối với nhóm phát hành cổ phiếu thấp đến
30.83% đối với nhóm phát hành cổ phiếu cao, chênh lệch I/A là 24.58%, độ lệch
chuẩn là 14,01% (xem Phụ lục Internet).
21

Hệ số của rROA cũng đi đúng hướng: danh mục H-L có hệ số rROA là -0.39 (t=-6.53),
nghĩa là danh mục thành lập trên nhóm phát hành cổ phiếu cao có ROA trung bình
thấp hơn đáng kể so với nhóm phát hành cổ phiếu thấp. Bằng chứng này khác với bằng
chứng của Loughran và Ritter (1995) là công ty phát hành cổ phiếu thì sinh lợi nhiều
hơn công ty không phát hành. Trong khi Loughran và Ritter chỉ xem xét phát hành
mới, phát hành cổ phiếu ròng cũng bao gồm cổ phiếu được mua lại. Bằng chứng của
chúng tôi có ý nghĩa trong quan niệm của Lie (2005), người cho rằng các công ty công
bố mua lại thể hiện hiệu quả hoạt động tốt hơn so với những công ty cùng ngành.

D. Tăng trưởng tài sản
Vào tháng 6 mỗi năm t, sắp xếp các cổ phiếu NYSE, Amex và NASDAQ thành 10
nhóm dự trên tăng trường tài sản cuối năm tài chính t-1. Tăng trưởng tài sản là tổng tài
sản vào cuối năm tài chính t-1 trừ đi tổng tài sản vào cuối năm tài chính t-2 chia cho
tổng tài sản vào cuối năm tài chính t-2. Panel B của Bảng IV cho thấy nhóm tăng
trưởng tài sản cao có tỷ suất sinh lợi trung bình thấp hơn nhóm tăng trưởng tài sản
thấp, với chênh lệch -1.04%/tháng (t=-5.19). Danh mục H-L có alpha bằng -1.16% (t=5.92) và alpha Fama-French bằng -0.65%/tháng (t=-3.57).
Mô hình mới giảm về độ lớn của alpha H-L còn -0.55%/tháng (t=-3.06). Danh mục HL có hệ số của rINV bằng -1.38 (t=-15.04). I/A danh mục trung bình tăng đơn điệu từ
-8.83% /năm đối với nhóm tăng trưởng tài sản thấp đến 6.39% đối với nhóm thứ 5,
đến 42.56% đối với nhóm tăng trưởng tài sản cao. Chênh lệch 52.40%/năm là cao
đáng kể (xem Phụ lục Internet).

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

22

E. Thu nhập bất ngờ
Thu nhập bất ngờ được chuẩn hóa (SUE) là sự thay đổi thu nhập hàng quý của cổ
phiếu so với giá trị của nó 4 quý trước chia cho độ lệch chuẩn của sự thay đổi trong
thu nhập hàng quý của 8 quý trước. Sắp xếp các cổ phiếu NYSE, Amex, NASDAQ
hàng tháng dựa trên SUE quá khứ gần nhất. Trọng số tỷ suất sinh lợi danh mục hàng
tháng được tính cho tháng hiện tại, và các danh mục được cân bằng lại hàng tháng. Từ
Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Panel A của Bảng V, danh mục SUE H-L có tỷ suất sinh lợi trung bình 1.18%/tháng
(t=8.34), alpha CAPM bằng 1.22% (t=8.76), alpha Fama-French bằng 1.22% (t=8.19).
Mô hình mới giảm alpha còn 0.90% (t=6.52), tương ứng giảm 27% so với alpha FamaFrench.
Trong Panel B của Bảng V, chúng tôi xây dựng lại danh mục SUE với áp đặt độ trễ 4
tháng. Danh mục SUE H-L có 0.52%/tháng (t=3.61). Mô hình CAPM và Fama-French
có alpha bằng 0.57% và 0.62% (t=3.98 và 4.03). Cả 2 mô hình đều bị bác bỏ khi kiểm
định GRS với mức ý nghĩa 1%. Mô hình mới giảm alpha H-L còn 0.33% (t=2.24), và
không bị bác bỏ bởi kiểm định GRS.

F. Giá trị sổ sách trên giá thị trường của vốn cổ phần
Bảng VI trình bày hồi quy nhân tố của 25 danh mục theo quy mô và BE/ME của
Fama-French (1993). Cổ phiếu giá trị có tỷ suất sinh lợi trung bình cao hơn cổ phiếu
tăng trưởng. Tỷ suất sinh lợi trung bình H-L là 1.09%/tháng (t=5.08) trong nhóm quy
mô nhỏ và 0.25% (t=1.2) trong nhóm quy mô lớn. Danh mục H-L cổ phiếu nhỏ có
alpha CAPM bằng 1.32%/tháng (t=7.10). Mô hình Fama-French giảm alpha H-L cổ
phiếu nhỏ còn 0.68%/tháng, nhưng nó vẫn còn có ý nghĩa thống kê (t=5.50). Mô hình
mới tốt cũng như mô hình Fama-French: alpha H-L cổ phiếu nhỏ bằng 0.57%/tháng
(t=2.72). Mô hình mới đặc biệt tốt trong việc nắm bắt tỷ suất sinh lợi trung bình thấp
của danh mục nhỏ-tăng trưởng. Danh mục này có alpha CAPM là -0.63%/tháng (t=2.61), alpha Fama-French là -0.52% (t=-4.48), nhưng mô hình mới có alpha rất nhỏ là
0.08% (t=0.27).
Từ Panel B của Bảng VI, cổ phiếu giá trị có hệ số của r INV cao hơn cổ phiếu tăng
trưởng. Chênh lệch hệ số, dao động từ 0.68 đến 0.93, sai số chuẩn hơn 5%.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

23


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

24

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2


MỘT MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ TỐT HƠN TRONG VIỆC GIẢI THÍCH CÁC BẤT THƯỜNG

Bằng chứng này cho thấy công ty tăng trưởng đầu tư nhiều hơn công ty giá trị, phù
hợp với Fama-French (1995). Hệ số của rROA thì phức tạp hơn. Trong nhóm quy mô
nhỏ, danh mục H-L có hệ số dương bằng 0.39 (t=4.53) bởi vì danh mục tăng trưởngnhỏ có hệ số âm lớn bằng -0.62 (t=-5.65). Tuy nhiên, trong nhóm quy mô lớn, danh
mục H-L có hệ số của r ROA âm nhỏ bằng -0.11. Ngạc nhiên là danh mục lớn-tăng
trưởng có hệ số của rROA thấp hơn danh mục lớn-giá trị. Phụ lục Internet cho thấy các
công ty tăng trưởng có ROA luôn cao hơn các công ty giá trị trong nhóm quy mô lớn.
Trong nhóm quy mô nhỏ, các công ty tăng trưởng có ROA cao hơn các công ty giá trị
trước khi hình thành danh mục, nhưng thấp hơn sau khi hình thành danh mục. Một xu
hướng giảm đáng kể của ROA xuất hiện đối với danh mục tăng trưởng nhỏ trong thập
kỷ qua. Xu hướng giảm này giải thích hệ số thấp bất thường của r ROA.

G. Ngành công nghiệp, Beta CAPM và giá trị thị trường của vốn cổ phần
Lewellen, Nagel, và Shanken (2008) cho rằng các kiểm định định giá tài sản thường
sai lệch bởi vì khả năng giải thích rõ ràng mạnh mẽ (như R 2 cao) cung cấp hỗ trợ khá
yếu cho một mô hình. Kiểm định của bài báo phần lớn là không vấp phải phê phán này
bởi vì tập trung vào hệ số chặn từ hồi quy nhân tố như là một thước đo để đánh giá các
mô hình. Kế thừa Lewellen et al. (2008), bài báo cũng đối chiếu mô hình của chúng tôi
với nhiều kiểm định danh mục được hình thành trên các đặc điểm khác với quy mô và
BE/ME.
Kiểm định mô hình mới với các danh mục ngành công nghiệp và beta CAPM cho thấy
hiệu quả của mô hình là mạnh hơn so với mô hình CAPM và Fama-French.
Từ Bảng VII, CAPM nắm bắt tỷ suất sinh lợi của 10 danh mục ngành công nghiệp với

thống kê GRS không đáng kể là 1,35. Cả mô hình Fama-French và mô hình mới đều bị
bác bỏ bởi kiểm định GRS, có lẽ bởi vì R 2 cao hơn so với CAPM. Độ lớn trung bình
của các alpha là: 0,16% trong CAPM, 0,20% trong mô hình Fama-French, và 0,23%
trong mô hình mới.

Nhóm 25- K21- TCDN Đêm 2

25