Đề tài khoa học: Ảnh hưởng của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài và tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp ở thị trường chứng khoán Việt Nam

Mã số: …………….

Ảnh hƣởng của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tƣ tổ chức nƣớc ngoài và tác động của tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài đến độ bất ổn tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp ở thị trƣờng chứng khoán Việt Nam

TÓM TẮT ĐỀ TÀI

Năm 2013, thị trường chứng khoán Việt Nam chứng kiến sự gia tăng mạnh mẽ trở lại

của dòng vốn nước ngoài sau thời điểm sụt giảm mạnh vào năm 2008 khi cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu bùng nổ. Theo Ủy ban Chứng khoán Nhà nước, năm 2013,

các nhà đầu tư nước ngoài đã mua ròng hơn 6.800 tỷ đồng trên TTCK Việt Nam, tăng

hơn 55% so với năm 2012, góp phần không nhỏ giúp chỉ số VN-Index tăng hơn 22%

trong cả năm. Điều đó cho thấy vị thế của nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường chứng

khoán Việt Nam ngày càng gia tăng. Vì vậy, việc tìm hiểu hành vi giao dịch của nhà

đầu tư nước ngoài và tác động của nhà đầu tư nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất

sinh lợi chứng khoán đều là chủ đề đáng quan tâm. Với bộ dữ liệu bao gồm 411 mã cổ

phiếu trong giai đoạn 2008-2013, bài nghiên cứu xem xét hành vi giao dịch theo quán

tính giá và tác động của hiệu ứng neo-một lệch lạc nhận thức- lên quyết định giao dịch

theo chiến lược này của nhà đầu tư nước ngoài. Đồng thời, nghiên cứu cũng tìm hiểu

xem tỷ lệ sở hữu nước ngoài có tác động thế nào đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

mức độ doanh nghiệp. Kết quả cho thấy hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư nước ngoài bị ảnh hưởng (neo) bởi tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây (mốc

neo). Tuy nhiên, hiệu ứng neo không thể cải thiện lợi nhuận của chiến lược quán tính

giá mà ngược lại, khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá còn bị suy giảm bởi

lệch lạc neo. Bên cạnh đó, kết quả cũng cho thấy sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài có

thể làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp, kể cả khi đã kiểm

soát các loại hình sở hữu khác bao gồm sở hữu Nhà nước và sở hữu của nhà đầu tư nội

địa ngoài Nhà nước. Tuy nhiên, tác động gián tiếp của sở hữu nước ngoài thông qua

tính thanh khoản sẽ làm giảm độ biến động vì nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng sử

dụng chiến lược mua-và-nắm giữ nên làm giảm tính thanh khoản của chứng khoán, từ

đó làm giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi. Kết quả này phù hợp với một số nghiên

cứu ở các thị trường đang phát triển.

MỤC LỤC

TÓM TẮT ĐỀ TÀI ........................................................................................................ i

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ...................................................................................... iv

DANH MỤC CÁC HÌNH, BẢNG ............................................................................... v

1. GIỚI THIỆU ............................................................................................................. 1

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY ............................................. 6

2.1. Các bằng chứng thực nghiệm ............................................................................ 6

2.1.1. Hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài ................................................. 6

2.1.2. Hiệu ứng neo và thị trường tài chính .............................................................. 8

2.1.3. Tác động của sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ............ 10

2.2. Khung phân tích................................................................................................ 13

3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ THU THẬP DỮ LIỆU ........................... 14

3.1. Giả thuyết .......................................................................................................... 14

3.1.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ................................................................................ 14

3.1.2. Tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi .... 17

3.2. Mô hình ƣớc tính ............................................................................................... 19

3.2.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ................................................................................ 19

3.2.2. Tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi .... 21

3.3. Các biến kiểm soát ............................................................................................ 23

3.3.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ................................................................................ 23

3.3.2. Tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi .... 25

3.4. Dữ liệu và thống kê mô tả ................................................................................ 26

3.4.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ................................................................................ 27

3.4.2. Tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi .... 29

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ..................................................................................... 32

iii

4.1. Sơ lƣợc về diễn biến đầu tƣ của nhà đầu tƣ nƣớc ngoài trên sàn chứng

khoán Việt Nam giai đoạn 2007-2013 .................................................................... 32

4.2. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của

nhà đầu tƣ tổ chức nƣớc ngoài ............................................................................... 35

4.2.1. Hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài và hiệu ứng neo .................... 35

4.2.2. Khả năng sinh lợi của hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài ............................................................................................................... 43

4.2.3. Kiểm định tính bền vững của kết quả nghiên cứu (robustness test) ............. 47

4.3. Tác động của tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ... 50

4.3.1. Kết quả chính ................................................................................................ 50

4.3.2. Vấn đề nội sinh ............................................................................................. 55

5. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KẾT LUẬN ............................... 61

5.1. Tóm lƣợc các kết quả thực nghiệm ở Việt Nam ............................................ 61

5.2. Hàm ý từ bài nghiên cứu về hoạt động đầu tƣ của nhà đầu tƣ nƣớc ngoài ở

thị trƣờng chứng khoán Việt Nam ......................................................................... 62

5.3. Một số hạn chế của bài nghiên cứu và đề xuất hƣớng nghiên cứu trong

tƣơng lai .................................................................................................................... 65

KẾT LUẬN ................................................................................................................. 67

TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

FPTS Công ty Chứng khoán FPTS

HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

HNX-Index Chỉ số thị trường chứng khoán của các mã chứng khoán được giao dịch

tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

HOSE Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

IPO Phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng

TTCK Thị trường chứng khoán

VN-Index Chỉ số thị trường chứng khoán của các mã chứng khoán được giao dịch

tại Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

WTO Tổ chức Thương mại Thế giới

DANH MỤC CÁC HÌNH, BẢNG

DANH MỤC HÌNH

Hình 1. Tình hình biến động của dòng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài trên hai sàn

chứng khoán HOSE và HNX và các chỉ số Index tương ứng, trong thời kỳ 1/1/2007 –

31/12/2013. ................................................................................................................... 33

Hình 2. Thống kê giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu nước ngoài và các thước đo độ bất

ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp của các doanh nghiệp trong mẫu, thời kỳ

1/1/2008-31/12/2013. .................................................................................................. 34

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1. Thống kê mô tả cho các biến độc lập và phụ thuộc trong phương trình hồi quy

hành vi giao dịch theo quán tính giá và neo quyết định của nhà đầu tư tổ chức nước

ngoài ............................................................................................................................ 27

Bảng 2. Ma trận tương quan của các biến trong phương trình hồi quy hành vi giao

dịch theo quán tính giá và neo quyết định của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài............ 28

Bảng 3. Thống kê mô tả của các biến trong phương trình hồi quy tác động của tỷ lệ sở

hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ...................................................... 29

Bảng 4. Thống kê mô tả của tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài giữa các nhóm

ngành của 411 doanh nghiệp trong mẫu. ...................................................................... 31

Bảng 5. Thống kê trung bình tỷ lệ sở hữu nước ngoài qua các năm giữa các nhóm

ngành của 411 doanh nghiệp trong mẫu.. ..................................................................... 31

Bảng 6. Tác động của neo quyết định đến hiệu ứng giao dịch theo quán tính giá của

nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam giai đoạn quý 1/2008 –quý 4/2013.. ... 38

Bảng 7. Tác động của neo quyết định đến hiệu ứng giao dịch theo quán tính giá của

nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam giai đoạn thị trường giá xuống từ quý

1/2010 đến quý 4/2012. ................................................................................................ 40

Bảng 8. Kiểm định Fair-Shiller để so sánh các mô hình. ............................................. 42

Bảng 9. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá đối với tỷ suất sinh lợi một

quý trong tương lai ....................................................................................................... 44

Bảng 10. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá đối với tỷ suất sinh lợi hai

quý trong tương lai. ...................................................................................................... 45

Bảng 11. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá sử dụng tỷ suất sinh lợi trì

hoãn một quý. ............................................................................................................... 48

Bảng 12. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá sử dụng tỷ suất sinh lợi trì

hoãn hai quý. ................................................................................................................. 49

Bảng 13. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài:

mô hình cơ sở ............................................................................................................... 52

Bảng 14. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài:

mô hình tác động gián tiếp. .......................................................................................... 54

Bảng 15. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài:

mô hình hồi quy sai phân với biến phụ thuộc là chuỗi gốc.. ........................................ 56

Bảng 16. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài:

mô hình hồi quy sai phân 1 năm.. ................................................................................. 57

Bảng 17. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài:

mô hình hồi quy sai phân 2 năm. .................................................................................. 58

1. GIỚI THIỆU

Dòng vốn đầu tư danh mục nước ngoài đến các thị trường mới nổi đã gia tăng nhanh

chóng trong những năm gần đây. Theo số liệu thống kê của World Bank, dòng vốn

đầu tư danh mục cổ phần ròng ở các nước châu Á-Thái Bình Dương vào khoảng 38 tỷ

USD vào năm 2012, tăng 26% so với năm 2009. Sự gia tăng đầu tư của nhà đầu tư

trong thị trường này cho thấy kỳ vọng của họ về sự tăng trưởng nhanh của các nền

kinh tế mới nổi, quá trình giải điều tiết thị trường tài chính ở các quốc gia này và lợi

ích của đa dạng hóa quốc tế. Trong dòng chảy vốn quốc tế đó, Việt Nam cũng là một

thị trường hấp dẫn đối với các nhà đầu tư nước ngoài. Dòng vốn đầu tư danh mục cổ

phần ròng ở Việt Nam đã gia tăng từ 128 triệu USD năm 2009 lên 1,8 tỷ USD trong

năm 2012. Mặc dù Việt Nam mới bắt đầu thị trường chứng khoán muộn hơn so với

nhiều quốc gia khác nhưng đã có một sự phát triển đáng kể trong thời gian qua. Sở

giao dịch chứng khoán đầu tiên ở thành phố Hồ Chí Minh được thành lập năm 2000

với 4 công ty niêm yết, đến nay đã có 324 mã cổ phiếu đang niêm yết trên sàn HOSE

và 376 mã trên sàn HNX với tổng giá trị thị trường trên 449 ngàn tỷ đồng. Quá trình

tư nhân hóa các doanh nghiệp Nhà nước và sự gia tăng của dòng vốn đầu tư quốc tế là

một trong các nguyên nhân dẫn đến sự phát triển trên.

Mức độ sở hữu chứng khoán và khối lượng giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài trên

thị trường chứng khoán Việt Nam đã gia tăng nhanh chóng trong thời gian qua. Dòng

vốn nước ngoài vào Việt Nam mặc dù có sự sụt giảm đột ngột vào cuối năm 2007-

đầu năm 2008, khi các nhà đầu tư nước ngoài tháo chạy khỏi các nền kinh tế mới nổi

sau cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, nhưng đã tăng trưởng trở lại trong các năm

sau đó, đặc biệt là trong thời gian gần đây, khi có quyết định nâng room cho khối

ngoại trong các tổ chức tín dụng và dự thảo nâng room cho nhà đầu tư nước ngoài ở

các doanh nghiệp khác đang được thảo luận. Ngày càng có nhiều định chế đầu tư nước

ngoài lớn gia nhập vào thị trường chứng khoán Việt Nam, tham gia điều hành gián

tiếp doanh nghiệp thông qua sở hữu vốn cổ phần. Sự gia tăng trong dòng vốn nước

ngoài này được kỳ vọng không chỉ mang lại một nguồn vốn lớn với chi phí sử dụng

vốn giảm, mà còn đem đến những kinh nghiệm về công nghệ và nguồn nhân lực, cải

thiện môi trường quản lý và gia tăng mức độ minh bạch thông tin ở Việt Nam. Khi vị

thế của nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường chứng khoán Việt Nam gia tăng thì điều tất

yếu là cả những đặc tính trong hành vi đầu tư và tác động của nhà đầu tư nước ngoài

đến giá chứng khoán đều là chủ đề đáng quan tâm.

Các nghiên cứu trước đây về hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài có thể phân

thành hai nhóm chính. Một số nhà nghiên cứu xem x t việc nắm giữ chứng khoán của

nhà đầu tư tổ chức nước ngoài trong thị trường nội địa (như Bia kowski và Otten

(2011), Dahlquist và Robertsson (2001), Ferreira và Matos (2008), Kang và Stulz

(1997), Lin và Swanson (2003)). Những nghiên cứu này tập trung nhận diện những

đặc tính của việc nắm giữ chứng khoán của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Nói chung,

những kết quả cấp độ doanh nghiệp chỉ ra r ng nhà đầu tư nước ngoài thích đầu tư vào

chứng khoán với tỷ lệ vòng quay chứng khoán cao và những doanh nghiệp có quy mô

lớn. Sự nắm giữ bất cân xứng này cho thấy r ng nhà đầu tư toàn cầu có sự ưa thích cụ

thể với việc lựa chọn chứng khoán khi định hình kết hợp tài sản nước ngoài (Lin và

Shiu (2003)).

Nhóm còn lại của các nhà nghiên cứu quan tâm đến việc xem x t những mẫu hình

giao dịch bị ảnh hưởng bởi tâm lý hành vi của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài, đặc biệt

là việc kết hợp tỷ suất sinh lợi với chiến lược giao dịch (Brennan và Cao (1997), Bohn

và Tesar (1996), Richards (2004), Griffin, Nardazi và Stulz (2004), Gwangheon Hong

và Boong Soo Lee, (2011)). Hầu hết các nhà nghiên cứu tìm thấy r ng nhà đầu tư tổ

chức nước ngoài là những người giao dịch theo quán tính giá (momentum traders)

(cũng được xem là những nhà giao dịch phản hồi tích cực (positive feedback traders)

và người đi theo xu hướng (trend followers)). Ngoài ra, một số các nghiên cứu khác

cũng tìm thấy hành vi bầy đàn (herding) của nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường chứng

khoán nội địa. Yu-Fen Chen và cộng sự (2012) cũng đã tìm thấy b ng chứng về hành

vi bầy đàn của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài trên thị trường Đài Loan cả trước và

trong giai đoạn khủng hoảng tài chính 2007-2008.

Vậy những hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài này ảnh hưởng như thế nào

đến sự ổn định của tỷ suất sinh lợi các doanh nghiệp? Có nhiều nghiên cứu đã tìm hiểu

về vấn đề này nhưng kết quả thì khá đa dạng và không có sự thống nhất chung. Một số

nghiên cứu cho r ng dòng vốn nước ngoài mang lại lợi ích cho sự phát triển của nền

kinh tế và thị trường chứng khoán địa phương vì các lý do có thể kể ra như sau. Đầu

tiên, sự giới thiệu của vốn nước ngoài dài hạn không mang tính đầu cơ vào nền kinh tế

nội địa mang lại không chỉ nguồn vốn cho sự phát triển mà còn là những k năng quản

trị nâng cao, k năng kết nối kinh doanh và quản trị nguồn nhân lực (Stiglitz (2000),

Li và cộng sự (2011)). Thứ hai, vốn nước ngoài cung cấp một nguồn tài trợ khác cho

nhà đầu tư trong nước, làm mở rộng cơ sở nhà đầu tư, do vậy giúp chia s rủi ro trong

thị trường chứng khoán nội địa (Merton (1987), Bekaert và Harvey (1997), Kim và

Singal (2000), Mitton (2006), Wang (2007), Gupta và Yuan (2009)). Thứ ba, dòng

chảy vốn nước ngoài vào thị trường chứng khoán giúp cải thiện quản trị rủi ro và giảm

độ nhạy cảm với rủi ro của những doanh nghiệp niêm yết (Doidge và cộng sự (2004),

Mitton (2006), Ferreira và Matos (2008), Cronqvist và Fahlenbrach (2009), Wang và

Xie (2009), Umutlu và cộng sự (2010)). Ngoài ra, vốn nước ngoài có thể cải thiện chất

lượng thông tin trong thị trường chứng khoán nội địa và thúc đ y sự cải thiện trong

tiến trình quản trị doanh nghiệp, làm giảm đáng kể chi phí giao dịch và độ nhạy cảm

rủi ro (Li và cộng sự (2011), Leuz và cộng sự (2009)).

Ở một khía cạnh khác, một số tác giả cho r ng dòng vốn nước ngoài làm gia tăng độ

nhạy cảm của thị trường chứng khoán trong nước với rủi ro quốc tế, dẫn đến sự mong

manh của thị trường nội địa, đặc biệt là trong tường hợp khi tổ chức tài chính và cơ

quan quản lý thị trường chưa lớn mạnh (Stiglitz (1999, 2000)). Hành vi đầu cơ ngắn

hạn của vốn nước ngoài đặc biệt có thể làm bất ổn thị trường chứng khoán nội địa và

gia tăng rủi ro (Stiglitz (1999, 2000), Bae và cộng sự (2004)). Stiglitz (1999, 2000) đã

lập luận r ng những nhà đầu cơ nước ngoài là một trong những nguyên nhân chính

của khủng hoảng tài chính. Bae và cộng sự (2004) cũng cho r ng sự tiếp xúc với dòng

vốn quốc tế đã làm gia tăng phần bù rủi ro toàn cầu trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán

của doanh nghiệp, dẫn đến gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi doanh nghiệp. Hiện

tượng “tiền nóng” (“hot money”) của dòng vốn nước ngoài cũng hỗ trợ cho quan điểm

này. Do vậy, có khả năng là những giao dịch thường xuyên của nhà đầu tư nước ngoài

ở thị trường các nước mới nổi có thể dẫn đến những dao động lớn trong giá chứng

khoán.

Mặc dù việc nghiên cứu hành vi của nhà đầu tư nước ngoài và tác động của họ đến

tính ổn định của tỷ suất sinh lợi các doanh nghiệp nội địa là vấn đề được quan tâm

nhiều, đặc biệt ở các nước thị trường mới nổi nhưng hiện chưa có nhiều nghiên cứu về

vấn đề này ở thị trường Việt Nam. Do vậy, bài nghiên cứu đã tập trung khai thác

khoảng trống nghiên cứu trên, và đi theo hướng nghiên cứu xem x t hành vi giao dịch

bị ảnh hưởng bởi tâm lý (cụ thể là chiến lược giao dịch theo quán tính giá và neo

quyết định (anchoring effect)) của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ở thị trường chứng

khoán Việt Nam và tác động của dòng vốn này đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức

độ doanh nghiệp. Bài viết tập trung tìm hiểu các nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có đi

theo chiến lược quán tính giá ở thị trường Việt Nam không và chiến lược này có bị

ảnh hưởng bởi tỷ lệ sở hữu trước đây của họ, một dạng của hiệu ứng neo không. Từ

quan điểm của thuyết tài chính truyền thống, những nhà đầu tư hành động có lý trí và

xem x t tất cả các thông tin có s n trong quá trình ra quyết định. Theo đó, điều này

cho thấy r ng nhà đầu tư nên hành động nhất quán khi nhận được những thông tin

giống nhau. Tuy nhiên, nhiều b ng chứng đã cho thấy tâm lý con người dẫn đến hành

vi không lý trí và gây ra những lệch lạc ở nhà đầu tư (Kahneman và Tversky (1979),

Maymin (2012)). Do vậy, nghiên cứu này sử dụng một dạng lệch lạc nhận thức- hiệu

ứng neo- để xem x t liệu các nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có hành động không lý trí

khi họ giao dịch chứng khoán có cùng những đặc tính như nhau. Sau đó, nghiên cứu

sẽ xem x t tác động của nhà đầu tư nước ngoài đến tính ổn định của tỷ suất sinh lợi

chứng khoán như thế nào.

Hướng đến mục tiêu nghiên cứu trên, bài nghiên cứu đặt ra các câu hỏi nghiên cứu cụ

thể như sau:

- Nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam có giao dịch theo chiến lược

quán tính giá không và neo quyết định có ảnh hưởng đến chiến lược giao dịch

này không?

- Chiến lược quán tính giá có sinh lợi ở thị trường chứng khoán Việt N h ng

và t lệ ở h u nướ ng ài trướ đ ải thiện lợi nhuận từ hiến lượ u n

t nh gi nà h ng

- T lệ sở h u nướ ng ài t động như thế nà đến độ bất ổn của t suất sinh lợi

mứ độ doanh nghiệp ở Việt Nam trong mối quan hệ với các loại hình sở h u

khác?

Qua các mô hình hồi quy cùng bộ dữ liệu cho 411 mã cổ phiếu ở thị trường chứng

khoán Việt Nam từ năm 2008 đến 2013, bài nghiên cứu đã tìm thấy các kết quả sau:

- Các nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam hành động như người giao dịch

theo quán tính giá, có ngh a là hành vi giao dịch của họ thì tương quan dương với

tỷ suất sinh lợi trong quá khứ. Hành vi giao dịch theo quán tính giá này của nhà

đầu tư nước ngoài sẽ gia tăng nếu tỷ lệ sở hữu trước đây của họ cao hơn. Hay nói

cách khác, tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây đã trở thành chiếc neo cho quyết định

đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài.

- Tính trung bình, chiến lược giao dịch theo quán tính giá có mang lại lợi nhuận cho

nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, khả năng

sinh lợi của chiến lược quán tính giá sẽ giảm nếu tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước

đây của chứng khoán cao. Điều này hàm ý r ng lệch lạc neo trong hành vi giao

dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài đã làm suy giảm hiệu quả của

chiến lược này.

- Tỷ lệ sở hữu nước ngoài có làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ở mức độ

doanh nghiệp. Nguyên nhân có thể do thực tiễn quản trị doanh nghiệp còn yếu kém

và quy chế quản lý chưa đầy đủ ở Việt Nam. Tuy nhiên tác động làm gia tăng độ

bất ổn của nhà đầu tư nước ngoài bị suy giảm thông qua tính thanh khoản do nhà

đầu tư nước ngoài có xu hướng nắm giữ chứng khoán dài hạn (để can thiệp vào

hoạt động kinh doanh hay chiến lược đầu tư thụ động) làm giảm hoạt động giao

dịch của chứng khoán, thông qua đó làm giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi.

Để đạt được kết quả trên, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy dữ liệu bảng

kèm theo kiểm soát hiệu ứng cố định (fixed effects), biến trễ tác động (lagged

variables) và các biến tương tác (interactive term) nh m hạn chế hiện tượng nội sinh

do mối quan hệ hai chiều giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Ngoài ra, nh m tăng

tính vững chắc cho kết quả, bài nghiên cứu còn sử dụng phương pháp hồi quy sai phân

để khắc phục hiện tượng nội sinh. Các kết quả nghiên cứu vẫn duy trì tính thuyết phục

sau khi kiểm soát vấn đề tương quan nội sinh.

Phần tiếp theo của bài nghiên cứu bao gồm như sau:

- Phần 2 nêu lên các b ng chứng lý thuyết và thực nghiệm trước đây về hành vi giao

dịch của nhà đầu tư nước ngoài, lệch lạc neo trong thị trường tài chính và tác động

của dòng vốn nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi.

- Phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu, nguồn dữ liệu và thống kê tỷ lệ sở hữu

nước ngoài cùng các đặc tính chứng khoán khác ở Việt Nam.

- Phần 4 trình bày các kết quả nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam giai đoạn từ năm

2008 đến 2013.

- Phần 5 nêu lên các tranh luận liên quan, các hạn chế của bài nghiên cứu và nhấn

mạnh hàm ý của kết quả nghiên cứu đến các đối tượng trên thị trường chứng khoán

Việt Nam.

- Cuối cùng là kết luận và tóm gọn các kết quả nghiên cứu chính.

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

2.1. Các bằng chứng thực nghiệm

2.1.1. Hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài

Các nghiên cứu về hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài chia làm hai hướng

chính. Một hướng tập trung nghiên cứu về những đặc tính của sự nắm giữ chứng

khoán của các nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường nội địa. Hướng còn lại tập trung tìm

hiểu về hành vi giao dịch bị ảnh hưởng bởi tâm lý của nhà đầu tư nước ngoài như giao

dịch phản hồi tích cực, bầy đàn, giao dịch theo quán tính giá.

 Khá nhiều các bài nghiên cứu về các đặc tính ảnh hưởng đến sự nắm giữ chứng

khoán của các nhà đầu tư nước ngoài đã được đưa ra. Nhìn chung, những nghiên

cứu về cấp độ doanh nghiệp đã chỉ ra r ng nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ưa thích

đầu tư vào các chứng khoán có tỷ lệ luân chuyển cao và những doanh nghiệp có

quy mô lớn. Dahlquist và Robertsson (2001) đã tìm thấy các b ng chứng r ng nhà

đầu tư tổ chức nước ngoài ở Thụy Điển ưa thích các doanh nghiệp có quy mô lớn,

có vị thế tiền mặt lớn và tỷ suất cổ tức thấp. Bên cạnh đó, tác giả cũng tìm ra b ng

chứng r ng các nhà đầu tư nước ngoài ưa thích các doanh nghiệp tồn tại trên thị

trường quốc tế thông qua biến đại diện là doanh thu xuất kh u hoặc được niêm yết

trên các sàn chứng khoán toàn cầu. Điều này cho thấy các nhà đầu tư nước ngoài

thích đầu tư vào các công ty mà họ có nhiều thông tin hơn, hay còn được biết đến

như là một dạng hiệu ứng “đầu tư quen thuộc” (“familarity breeds investment”).

Phát hiện này cũng đã được lặp lại trong nghiên cứu của Kang và Stulz (1997) và

Ferreira và Matos (2008). Trong đó, các nhà đầu tư tổ chức nước ngoài cũng ưa

thích các doanh nghiệp có quy mô lớn, các kết quả về mặt kế toán tốt, đòn b y

thấp, tỷ lệ luân chuyển cao và được niêm yết ở các sàn chứng khoán khác như M .

Nghiên cứu của Lin và Shiu (2003) về đầu tư nước ngoài ở thị trường mới nổi với

b ng chứng ở Đài Loan cũng cho thấy từ quan điểm của bất cân xứng thông tin,

các nhà đầu tư nước ngoài sẽ đầu tư vào các doanh nghiệp có quy mô lớn và tỷ lệ

giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp. Ngoài ra sự ảnh hưởng của beta của

chứng khoán và tỷ suất cổ tức đến tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài thì

không rõ ràng.

Tóm laị, sự nắm giữ bất cân xứng của chứng khoán cho thấy r ng nhà đầu tư toàn cầu

có sự ưa thích cụ thể với việc lựa chọn chứng khoán khi định hình kết hợp tài sản

nước ngoài (Lin và Shiu (2003)).

 Một hướng nghiên cứu khác về hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước

ngoài tìm hiểu về những mẫu hình giao dịch động và tâm lý hành vi của nhà đầu tư

tổ chức nước ngoài, đặc biệt là cách họ kết hợp tỷ suất sinh lợi với các chiến lược

giao dịch. Những biến động giá có thể là tín hiệu cho các nhà đầu tư nước ngoài,

dẫn đến giao dịch phản hồi tích cực. Một trong những kết quả (Brennan và Cao,

1997) cho thấy có mối quan hệ đồng thời giữa tỷ suất sinh lợi thị trường nội địa và

dòng vốn danh mục nước ngoài. Nghiên cứu thực nghiệm của Bohn và Tesar

(1996) và Brennan và Cao (1997) sử dụng dữ liệu của những nhà đầu tư M trên

thị trường cổ phần nước ngoài (các nước phát triển và thị trường mới nổi) tìm thấy

mối tương quan dương của những dòng vốn này và tỷ suất sinh lợi nội địa ở hầu

hết các quốc gia nghiên cứu. Richards (2004) nghiên cứu 5 quốc gia Châu Á trong

khi Griffin, Nardazi và Stulz (2004) nghiên cứu một mẫu với 9 thị trường mới nổi

(7 trong số đó ở châu Á, cùng với Slovenia và Nam Phi) đã tìm thấy b ng chứng

của giao dịch phản hồi tích cực ở mức tần suất theo ngày.

Grinblatt và Kelohaju (2001) đã chỉ ra r ng những nhà đầu tư nước ngoài là những

người giao dịch theo quán tính giá ở thị trường Phần Lan, với việc mua vào khi tỷ

suất sinh lợi quá khứ dương và bán ra theo sau tỷ suất sinh lợi quá khứ âm. Kết

quả này cũng được tìm thấy ở thị trường Hàn Quốc bởi G. Hong và B.S. Lee

(2011).

Một số nghiên cứu khác cũng đã tìm thấy b ng chứng về hành vi bầy đàn của nhà

đầu tư nước ngoài trên thị trường chứng khoán. Bầy đàn là xu hướng xem xét hành

vi của người khác khi ra quyết định, hay còn được hiểu đơn giản là sự hội tụ về

hành vi (convergence of behaviors) (Hirshleifer và Teoh (2003)). Choe, Kho và

Stilz (1999) nghiên cứu thị trường chứng khoán Hàn Quốc quanh cuộc khủng

hoảng châu Á năm 1997 với dữ liệu theo ngày (mua và bán) của mỗi chứng khoán

và tìm thấy b ng chứng về hành vi bầy đàn của những nhà đầu tư nước ngoài trước

cuộc khủng hoảng châu Á năm 1997. Bowe và Domuta (2004) sử dụng dữ liệu từ

sàn chứng khoán Jakarta để phân tích mẫu hình đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài

và cũng tìm thấy b ng chứng tương tự r ng nhà đầu tư nước ngoài giao dịch bầy

đàn trong suốt cuộc khủng hoảng năm 1997. Yu-Fen Chen và cộng sự (2012) cũng

đã tìm thấy b ng chứng về hành vi bầy đàn của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài trên

thị trường Đài Loan cả trước và trong giai đoạn khủng hoảng tài chính 2007-2008.

i u ng neo và thị t ư ng tài ch nh

Theo quan điểm của tài chính truyền thống, những nhà đầu tư hành động có lý trí, xem

xét tất cả các thông tin có s n trong quá trình ra quyết định và đưa ra được sự lựa chọn

tốt nhất trong mọi tình huống của một quá trình được gọi là tối ưu hóa có ràng buộc.

Tuy nhiên, thực tế con người bình thường là không hoàn hảo và vì có nhiều thông tin

rất khó xử lý nên con người đã sử dụng các đường tắt (shortcut) hoặc tự nghiệm

(heuristics) để đưa ra những quyết định hợp lý khi có sự không chắc chắn. Tuy các

phương pháp tự nghiệm thường là cơ chế ra quyết định tiết kiệm được nhiều thời gian

và công sức, nhưng đôi khi chúng lại khiến nhà đầu tư đi sai hướng, tạo ra các lệch

lạc. Bài nghiên cứu này sẽ tập trung xem xét một cách thức mà tự nghiệm ảnh hưởng

đến việc đưa ra quyết định tài chính của nhà đầu tư, là hiệu ứng “neo quyết định”.

Hiệu ứng neo (hoặc lệch lạc) được giới thiệu lần đầu tiên bởi Tversky và Kahneman

(1974) và được mô tả như là xu hướng bám vào niềm tin trước đó lâu hơn mức hợp lý.

Họ tìm thấy lệch lạc neo xảy ra khi những người tham gia ước tính b ng cách bắt đầu

từ một giá trị tham chiếu có s n dễ dàng và điều chỉnh quan điểm của họ một cách

chậm chạp. Hơn nữa, những giá trị ban đầu khác nhau có thể tạo ra các kết quả khác

nhau lệch lạc về phía giá trị ban đầu, thậm chí khi những giá trị ban đầu có thể đạt

được trong một phương thức không liên quan, không lý trí hoặc đáng nghi ngờ.

Hiệu ứng neo đã thu hút nhiều sự chú ý và đã được áp dụng trong một số nghiên cứu.

Tuy nhiên, ít nghiên cứu xem x t đến hiệu ứng neo trong thị trường tài chính. Fisher

và Statman (2000) sử dụng những dự báo dựa trên tỷ số P/E và tỷ suất cổ tức để thảo

luận lệch lạc neo trong dự báo thị trường. Họ minh họa tỷ lệ P/E lịch sử trung bình và

tỷ suất cổ tức đóng vai trò như những chiếc neo cho việc dự báo P/E và tỷ suất cổ tức

tương lai, mặc dù sự liên quan của chúng đã bị phóng đại. Mussweiler và Schneller

(2003) xem x t việc những biểu đồ mô tả giá chứng khoán quá khứ ảnh hưởng đến

quyết định mua hoặc bán chứng khoán như thế nào và cho thấy r ng những đồ thị với

đỉnh cao nổi bật và đáy thấp r ràng có thể ảnh hưởng đáng kể đến những quyết định

của nhà đầu tư cá nhân, dù những người tham gia có chuyên nghiệp hay không, và dù

thông tin nền bị giới hạn hay có s n.

George và Hwang (2004) điều tra mối quan hệ giữa giá cao 52 tuần và khả năng sinh

lợi của chiến lược đầu tư theo quán tính giá. Những phát hiện của họ chỉ ra r ng sự

gần gũi của giá hiện tại với một neo (giá cao 52 tuần) có thể giải thích tốt những biến

động của giá. Họ cũng đề xuất hiệu ứng neo có thể mạnh hơn những lý thuyết hiện tại

dựa trên sự quá tự tin, sự bảo thủ hoặc sự lan truyền chậm của thông tin. T rngren và

Montgomery (2004) xem x t những sự khác nhau giữa hiệu quả và sự quá tự tin của

những chuyên gia và những người nghiệp dư trong thị trường chứng khoán. Họ kết

luận r ng những người nghiệp dư thường bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi giá lịch sử của

chứng khoán, ngụ ý r ng những thay đổi trong quá khứ đóng vai trò như những neo

cho kỳ vọng của họ.

Gần đây hơn, Kaustia, lho, và Puttonen (2008) tìm ra ảnh hưởng của lệch lạc neo lên

kỳ vọng tỷ suất sinh lợi dài hạn. Dựa trên những kinh nghiệm của họ, họ kết luận r ng

dù người tham gia là sinh viên hay các nhà chuyên nghiệp, ước tính của họ vẫn bị ảnh

hưởng bởi một giá trị ban đầu. Campbell và Sharpe (2009) xem x t những lệch lạc hệ

thống trong những dự báo đồng nhất về chuyên môn của những tạp chí kinh tế hàng

tháng và quy những lệch lạc này cho hiệu ứng neo, hàm ý r ng những dự báo đồng

nhất hiện tại bị lệch về một mốc neo là giá trị trong các ấn ph m trước. Theo nghiên

cứu của họ, lệch lạc neo đáng chú ý qua những tạp chí kinh tế chính yếu.

Park (2010) lặp lại George và Hwang (2004) khi họ xem x t năng lực dự đoán của

một tỷ lệ trung bình di động cho tỷ suất sinh lợi tương lai. Tác giả cho thấy r ng tỷ lệ

của trung bình di động ngắn hạn trên trung bình di động dài hạn có thể giải thích hầu

hết quán tính giá trong trung hạn. Nghiên cứu này đề xuất r ng những nhà đầu tư xem

giá trung bình di động như những điểm tham chiếu, thậm chí khi giá nội tại đi theo

một quá trình ngẫu nhiên. Cen, Hilary, và Wei (2013) cũng khám phá ra vai trò của

lệch lạc neo trong những dự báo thu nhập của nhà phân tích. Họ chỉ ra r ng EPS trung

vị ngành đóng vai trò như một neo, cho thấy những dự báo thu nhập của nhà phân tích

cho các doanh nghiệp có EPS dự báo thấp đối với trung vị ngành thì lạc quan hơn

những doanh nghiệp có EPS dự báo cao. L.C. Liao, R.Y. Chou và Banghan Chiu

(2013) cũng đã nghiên cứu về tác động của hiệu ứng neo lên quyết định giao dịch theo

quá tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ở thị trường chứng khoán Đài Loan.

Tác giả đã phát hiện ra b ng chứng về sự tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước

đây (neo) lên hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài.

3 Tác động của sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

Sự mở cửa của thị trường chứng khoán nội địa tới thị trường vốn nước ngoài ở các

quốc gia đang phát triển, phản ánh xu hướng những nền kinh tế này tiến đến quá trình

tự do hóa, đã thu hút nhiều sự chú ý từ giới học thuật và các nhà làm chính sách. Tuy

nhiên, không có sự đồng thuận về việc liệu vốn nước ngoài có lợi ích đối với sự phát

triển của nền kinh tế và thị trường chứng khoán địa phương hay không. Sự tranh luận

về vấn đề này, do đó đã chia thành hai hướng chính: một hướng tin là dòng vốn nước

ngoài tác động tích cực của đến độ ổn định của thị trường chứng khoán và hướng còn

lại cho r ng dòng vốn nước ngoài tác động tiêu cực đến độ ổn định của thị trường.

 Để lý giải cho tác động tích cực của dòng vốn nước ngoài đến độ ổn định của thị

trường chứng khoán, một số tranh luận đã được đưa ra như sau. Đầu tiên, sự giới

thiệu của vốn nước ngoài dài hạn không mang tính đầu cơ vào nền kinh tế nội địa

mang lại không chỉ vốn mà còn là những k năng quản trị chuyên nghiệp, k năng

marketing, các mối quan hệ kinh doanh, sự kết nối tới thị trường xuất kh u và

quản trị nguồn nhân lực. Do vậy, nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng cam kết

mạnh mẽ với những khoản đầu tư của họ và khi đó, sự sở hữu cổ phần lớn của nhà

đầu tư nước ngoài giúp giảm thiểu độ bất ổn. (Stiglitz (2000), Li và cộng sự

(2011)). Thứ hai, vốn nước ngoài cung cấp một cách khác để tài trợ các doanh

nghiệp trong nước, chia s rủi ro cho thị trường chứng khoán nội địa. Theo Merton

(1987), Wang (2007), lượng mua ròng của nhà đầu tư nước ngoài giúp làm giảm

độ bất ổn của thị trường nhờ hiệu ứng “mở rộng cơ sở nhà đầu tư” (“investor-base

broadening effect”). Khi cơ sở nhà đầu tư được gia tăng có thể giúp tăng việc chia

s rủi ro và giảm tỷ suất sinh lợi đòi hỏi trên vốn đầu tư, làm giảm độ bất ổn của tỷ

suất sinh lợi. Ngoài ra mỗi nhà đầu tư chỉ có một phần thông tin về giá trị của

chứng khoán. Nếu có nhiều nhà đầu tư hơn sẽ cải thiện mức độ chính xác của

thông tin và giảm độ bất ổn của giá chứng khoán. Mitton (2006) cũng tìm thấy

r ng nhờ dòng vốn của những nhà đầu tư nước ngoài lớn, các doanh nghiệp nội địa

có thể phụ thuộc vào ít nợ hơn, và điều này giúp giảm độ bất ổn tỷ suất sinh lợi

chứng khoán. Thứ ba, dòng chảy vốn nước ngoài vào thị trường chứng khoán giúp

cải thiện quản trị rủi ro và giảm độ nhạy cảm với rủi ro của những doanh nghiệp

niêm yết (Doidge và cộng sự (2004), Mitton (2006), Ferreira và Matos (2008),

Cronqvist và Fahlenbrach (2009), Umutlu và cộng sự (2010)). Vốn nước ngoài sẽ

chọn lựa những công ty quản trị tốt để đầu tư, và điều này thúc đ y sự cải thiện

trong tiến trình quản trị doanh nghiệp, tăng sức ép cho các nhà quản trị doanh

nghiệp gia tăng cải thiện khả năng sinh lợi, hiệu năng, hoặc các thước đo khác của

hiệu quả hoạt động doanh nghiệp (Stulz (1999), (2005), Kelley và Woidtke (2006),

Leuz và cộng sự (2009), Chari và cộng sự (2010)). Hơn nữa, vốn nước ngoài có

thể cải thiện chất lượng thông tin ở thị trường chứng khoán nội địa, cải thiện môi

trường quản trị doanh nghiệp tốt hơn, và vì vậy làm giảm đáng kể chi phí giao dịch

và độ nhạy cảm rủi ro (Li và cộng sự (2011)).

 Về hướng còn lại, những nhà phản bác dòng chảy vốn quốc tế tin r ng vốn nước

ngoài làm gia tăng độ nhạy cảm của thị trường chứng khoán trong nước với rủi ro

quốc tế, dẫn đến sự mong manh của thị trường nội địa, đặc biệt là trong tường hợp

khi các tổ chức tài chính và cơ quan quản lý thị trường chưa vững mạnh (Stiglitz

(1999, 2000)). Theo lý thuyết, sở hữu nước ngoài có thể tạo ra sự bất ổn của tỷ

suất sinh lợi ở mức độ doanh nghiệp trong một thị trường mới nổi như là kết quả

của sự gia tăng độ nhạy cảm của doanh nghiệp tới phần bù rủi ro toàn cầu. Theo

Bae và cộng sự (2004), trước khi tự do hóa một thị trường mới nổi cụ thể, những

nhân tố của thế giới không có ảnh hưởng đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi vì hiệu

ứng phân đoạn hoàn toàn. Nhưng khi các nền kinh tế phát triển hội nhập với thế

giới, phần bù rủi ro toàn cầu đã được tính vào trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán

của doanh nghiệp. Kết quả là những liên kết hệ thống với những nhân tố toàn cầu

đã tác động đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp. Tranh luận của

Bae và cộng sự cũng nhất quán với Stiglitz (1999, 2000), người chỉ ra r ng sự

nhạy cảm của thị trường mới nổi trong khủng hoảng tài chính còn do việc thiếu các

quy định chặt chẽ và các tổ chức vững mạnh. Việc dòng vốn đầu tư danh mục

nước ngoài được xem như những dòng tiền nóng (“hot money”) đến và đi rất

nhanh cũng hỗ trợ cho quan điểm này. Do vậy, có khả năng là những giao dịch

thường xuyên của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài ở thị trường các nước mới nổi có

thể dẫn đến những dao động lớn trong giá chứng khoán, bị gây ra bởi sự ảnh

hưởng liên kết giữa tính không thanh khoản tương đối của thị trường mới nổi và

những vị thế lớn của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài.

Tóm lại, các tranh luận và b ng chứng thực nghiệm về sự tác động của sở hữu nước

ngoài đến độ bất ổn của thị trường chứng khoán vẫn còn nhiều bất đồng. Trong khi

Bae và cộng sự (2004), Zhian Chen và cộng sự (2012) tìm thấy b ng chứng về sở hữu

của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi chứng

khoán, Umutlu và cộng sự (2010) và Li và cộng sự (2011) lại đưa ra một tác động

tích cực, và Bekaert và Harvey (1997) lại không tìm thấy một tác động đáng kể của sở

hữu nước ngoài lên độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi.

2.2. Khung phân tích

Các nghiên cứu về hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài tại thị trường chứng

khoán Việt Nam cũng như tác động của sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của thị

trường chưa được khai thác nhiều. Một trong số đó là bài nghiên cứu “Foreign

ownership in Vietnam stock markets” của tác giả Võ Xuân Vinh (2010). Trong bài

nghiên cứu, tác giả đã chỉ ra mối quan hệ giữa mức độ sở hữu nước ngoài và những

đặc tính của các doanh nghiệp Việt Nam niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán

Thành phố Hồ Chí Minh. Kết quả của nghiên cứu chỉ ra r ng nhà đầu tư nước ngoài

có sự ưa thích đối với các doanh nghiệp lớn và có đòn b y tài chính thấp. Ngoài ra còn

có một số nghiên cứu về dòng vốn nước ngoài và tính thanh khoản của thị trường

chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, theo những gì được biết, hiện vẫn chưa có nghiên

cứu nào về tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của

nhà đầu tư nước ngoài tại thị trường Việt Nam. Do vậy, bài nghiên cứu này lần đầu

tiên xem x t đến các hành vi giao dịch phụ thuộc vào tâm lý, cụ thể là vai trò của hiệu

ứng neo trong hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài tại Việt

Nam và tác động của sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi doanh

nghiệp. Dựa trên neo chuỗi thời gian được sử dụng trong bài nghiên cứu của Campbell

và Sharpe (2009), nghiên cứu này đề xuất r ng mức độ sở hữu nước ngoài có thể đóng

vai trò như những neo ảnh hưởng đến hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước

ngoài. Sau đó, bài nghiên cứu tiếp tục xem xét sự tác động của mức độ sở hữu nước

ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi các doanh nghiệp trong khi kiểm soát các lại

hình sở hữu còn lại, bao gồm sở hữu Nhà nước và sở hữu của nhà đầu tư nội địa khác.

Để tiến hành, bài viết kiểm định các mô hình thực nghiệm để xem x t các nhà đầu tư

nước ngoài ở Việt Nam có theo đuổi chiến lược quán tính giá không và sự tác động

của neo quyết định đến chiến lược giao dịch này. Sau đó, tiếp tục đánh giá việc liệu

chiến lược quán tính giá có đem lại lợi nhuận cho nhà đầu tư cũng như neo quyết định

có tác động đến lợi nhuận của chiến lược này không. Cuối cùng, bài viết sẽ hồi quy độ

bất ổn của tỷ suất sinh lợi theo mức độ sở hữu nước ngoài trực tiếp và gián tiếp thông

qua các hạng tử tương tác cùng các biến kiểm soát khác để xác định tác động trực tiếp

và tác động gián tiếp của sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn tỷ suất sinh lợi mức độ

doanh nghiệp.

Bài viết sẽ tiếp tục trình bày các giả thuyết và phương pháp nghiên cứu và thu thập dữ

liệu trong phần tiếp theo.

3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ THU THẬP DỮ LIỆU

3.1. Giả thuyết

3 Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư tổ ch c nước ngoài

Nghiên cứu này xem x t liệu mốc neo (tỷ lệ sở hữu trước đây) có ảnh hưởng đến hành

vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Hơn nữa, bài viết

cũng xem x t việc tỷ lệ sở hữu trước đây điều chỉnh mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi

quá khứ và hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài như thế nào. Theo đó,

chúng tôi thiết lập ba giả thuyết để xem x t những câu hỏi nghiên cứu và minh họa

những giả thuyết này như sau.

Giả thuyết 1 (H1) xem x t mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ và hành vi giao

dịch của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Đầu tiên, giả định r ng nhà đầu tư tổ chức

nước ngoài mua một chứng khoán cụ thể để đạt được tỷ suất sinh lợi dương trong

tương lai của nó. Giả định này hàm ý r ng giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước

ngoài không dựa trên việc cải thiện ma trận hiệp phương sai của danh mục của họ.

Đáng chú ý là giả định này có thể không có hiệu lực nhưng cũng không thể thu được

thông tin về mỗi danh mục của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Vì vậy, bài viết đề xuất

r ng những quyết định về các chiến lược giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài

phụ thuộc vào thái độ của họ đối với những thay đổi trong tương lai của giá chứng

khoán.

Thực tế, có nhiều b ng chứng cho thấy r ng quyết định giao dịch của nhà đầu tư có

thể bị ảnh hưởng bởi tỷ suất sinh lợi trong quá khứ của một chứng khoán cụ thể (Ng

và Wu (2007)). Điều đó có ngh a là dưới sự không chắc chắn của các biến động giá,

những nhà đầu tư tập trung thông tin về tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong quá khứ để

tăng cường niềm tin của họ r ng tỷ suất sinh lợi quá khứ có thể dự đoán sự thay đổi

trong tương lai. Griffin, Nardari, và Stulz (2007) đề xuất r ng đối với những nhà đầu

tư không thể tiếp xúc với thông tin riêng, tỷ suất sinh lợi quá khứ có thể chứa các tín

hiệu về tỷ suất sinh lợi kỳ vọng. Hơn nữa, nhiều nghiên cứu thực tế tìm thấy giao dịch

theo quán tính giá bởi nhà đầu tư tổ chức trong các thị trường phát triển (Badrinath và

Wahal (2002), Griffin và cộng sự (2003), Grinblatt và cộng sự (1995)) và thị trường

đang phát triển (Ng và Wu (2007)). Do đó, giả thuyết đầu tiên là:

H1. Các nhà đầu tư tổ chức nước ngoài hành động như người giao dịch theo quán tính

giá, có ngh a là hành vi giao dịch của họ thì tương quan dương với tỷ suất sinh lợi quá

khứ.

Nhiều nghiên cứu cũng đã được tiến hành để xem x t những nhân tố tác động tới hành

vi giao dịch theo quán tính của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài (Badrinath và Wahal

(2002), Svedsater, Karlsson, và Garling (2009)). Từ quan điểm tài chính hành vi, Giả

thuyết 2 (H2) được đề xuất, tức là tỷ lệ sở hữu trước đây có thể ảnh hưởng đến hành vi

giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài. Để phát triển giả thuyết này,

bài viết sẽ mô tả những lý do tại sao tỷ lệ sở hữu nước ngoài lại tạo ra vấn đề và sau

đó mô tả những kỳ vọng r ng hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư

nước ngoài bị neo bởi tỷ lệ sở hữu trước đây.

Theo nghiên cứu về lệch lạc nội địa (“home bias”), nhà đầu tư nước ngoài sẽ s n lòng

đầu tư vào chứng khoán có nhiều thông tin để giảm bất cân xứng thông tin trong thị

trường nội địa (Dahlquist và Robertsson (2001), Kang và Stulz (1997)). Kalev,

Nguyen, và Oh (2008) cho r ng vấn đề bất cân xứng thông tin đóng vai trò lớn trong

thị trường mới nổi hơn những thị trường phát triển vì những rào cản của khoảng cách,

luật lệ, ngôn ngữ và văn hóa. Vì vậy, có thể cho là những doanh nghiệp với tỷ lệ sở

hữu nước ngoài cao tạo ra nhiều thông tin hơn những doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu

thấp. Hơn nữa, Bushee và Goodman (2007) đề xuất r ng tỷ lệ sở hữu nước ngoài có

thể xem như là một biến đại diện thể hiện thông tin sở hữu về một chứng khoán cụ

thể. Vì vậy, hợp lý khi cho r ng hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài

sẽ bị ảnh hưởng (hoặc bị neo) bởi tỷ lệ sở hữu trước đó. Ví dụ, về vấn đề thanh khoản,

nhà đầu tư tổ chức nước ngoài thích những doanh nghiệp với tỷ lệ luân chuyển chứng

khoán cao khi tỷ lệ sở hữu của họ cao.

Tỷ lệ sở hữu trước đây ảnh hưởng như thế nào đến hành vi quán tính giá của nhà đầu

tư nước ngoài Gervais và Odean (2001) tranh luận r ng sự quá tự tin gia tăng khi

những nhà đầu tư trải qua sự thành công trong thị trường quá khứ, ngụ ý r ng những

nhà đầu tư sẽ vô cùng quá tự tin nếu họ đạt được lợi nhuận tốt. Griffin và cộng sự

(2007) xem x t r ng sự quá tự tin là một nhân tố quan trọng chi phối hành vi giao dịch

của nhà đầu tư. Họ đề xuất r ng khối lượng giao dịch tăng theo sau những thành công

trong quá khứ đã tạo nên sự quá tự tin cho nhà đầu tư. Sau đó, O Connell và Teo

(2009) cũng tìm thấy r ng những nhà đầu tư tổ chức giảm thiểu rủi ro mạnh mẽ sau

những thua lỗ và gia tăng từ từ rủi ro sau thành quả. Những phát hiện được đề cập ở

trên hàm ý r ng tỷ lệ sở hữu trước đây càng cao và tỷ suất sinh lợi quá khứ càng cao,

những nhà đầu tư tổ chức càng muốn mua trong các giai đoạn tiếp theo vì khi đó họ đã

trở nên tự tin hơn sau khi thành quả quá khứ (được đo lường b ng cách nhân tỷ lệ sở

hữu trước đây với tỷ suất sinh lợi quá khứ) cao. Vì vậy, có thể cho r ng hành vi giao

dịch theo quán tính giá thì mạnh mẽ khi tỷ lệ sở hữu trước đây cao hơn trong điều kiện

các yếu tố khác không đổi. Do đó, nghiên cứu đề xuất r ng tỷ lệ sở hữu trước đây có

thể điều chỉnh mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ và hành vi giao dịch của nhà

đầu tư nước ngoài. Nó cũng xem x t liệu nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có quá tự tin

trong vài trường hợp không. Vì vậy giả thuyết thứ hai là:

H2. Hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài sẽ gia

tăng nếu tỷ lệ sở hữu trước đây cao hơn.

Giả thuyết 3 (H3) tương tự với H1. Tuy nhiên, H3 tập trung xem x t mối quan hệ giữa

tỷ suất sinh lợi quá khứ và tỷ suất sinh lợi sau đó trong thị trường chứng khoán Việt

Nam. Đặc biệt, giả thuyết này tập trung phát hiện liệu hiệu ứng quán tính giá có tồn tại

ở thị trường Việt Nam không. Giả thuyết này được đề xuất để xem x t khả năng sinh

lợi của hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài. Nói cách khác,

nó tìm kiếm chứng cứ để xác nhận liệu hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư nước ngoài có sinh lợi không nếu có hiệu ứng quán tính giá trên thị trường.

Hiệu ứng quán tính giá này đã được đề cập trong các nghiên cứu tài chính (ví dụ

Jegadeesh và Titman (1993, 2001)). Vì vậy, nghiên cứu đề xuất giả thuyết thứ ba:

H3. Hiệu ứng quán tính giá có đem lại lợi nhuận ở thị trường chứng khoán Việt Nam.

Đề tài cũng quan tâm đến việc liệu tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây có thể ảnh

hưởng đến khả năng sinh lợi theo quán tính giá không. Bên cạnh giả thuyết H3, bài

viết cũng kiểm định liệu hiệu ứng neo lên hành vi giao dịch theo quán tính của nhà

đầu tư tổ chức nước ngoài có tạo ra lợi nhuận không. Những nghiên cứu hiện hữu đã

liệt kê các nhân tố có thể ảnh hưởng đến lợi nhuận theo quán tính giá. Ví dụ, Chordia

và Shivakumar (2002), Sagi và Seasholes (2007) và Liu và Zhang (2008) cho thấy

r ng các biến vi mô và những đặc tính doanh nghiệp là nguồn gốc của lợi nhuận quán

tính giá. Từ quan điểm của tài chính hành vi, khả năng sinh lợi của chiến lược quán

tính giá có tính đến việc liệu nhà đầu tư có phản ứng dưới mức với thông tin mới và

tạo ra những mức giá không hiệu quả. Tuy nhiên, Boehmer và Kelley (2009) xem x t

r ng sở hữu của tổ chức có thể cải thiện chất lượng và hiệu quả của quá trình định giá

và làm dịu bớt những bất thường tỷ suất sinh lợi trong thị trường M . Theo đó, kỳ

vọng là tỷ lệ sở hữu của tổ chức cao hơn không thể gia tăng khả năng sinh lợi của

chiến lược quán tính giá. Trong một số trường hợp, khả năng sinh lợi theo quán tính

giá có thể thậm chí giảm do một tỷ lệ sở hữu tổ chức cao hơn làm giảm những bất

thường trong thị trường chứng khoán.

Tóm lại, H1 và H3 xem x t hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư và

hiệu ứng quán tính giá tương ứng. Những giả thuyết này được kỳ vọng có hiệu lực với

b ng chứng được thuật lại rộng rãi trong các bài nghiên cứu. Bài viết này đóng góp

vào các nghiên cứu vì nó liên kết hiệu ứng neo và hành vi quán tính giá với nhau,

cũng như hiệu ứng quán tính giá (tức H2). Hy vọng r ng vai trò của sở hữu nước

ngoài trong các quyết định đầu tư sẽ được khám x t sâu hơn.

3.1.2. Tác động của tỷ l sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

Như đã đề cập ở trên, có nhiều nhân tố tác động đến việc nắm giữ chứng khoán của

nhà đầu tư nước ngoài, bao gồm những đặc tính của doanh nghiệp và các tâm lý hành

vi. Vậy sở hữu nước ngoài có tác động gì đến sự bất ổn của tỷ suất sinh lợi ở mức độ

doanh nghiệp không? Qua các nghiên cứu trước đây, có thể thấy câu trả lời cho vấn đề

này còn chưa được rõ ràng. Một số tranh luận cho r ng sự hiện diện của nhà đầu tư

nước ngoài được kỳ vọng làm tăng khối lượng giao dịch của thị trường, tăng mức độ

minh bạch thông tin và khả năng quản trị của doanh nghiệp, cũng như giúp chia s rủi

ro và gia tăng nguồn vốn cho các doanh nghiệp. Kết quả là dòng vốn đầu tư danh mục

nước ngoài có thể hàm chứa một số tác động đến sự ổn định và hiệu quả của thị

trường tài chính quốc tế cũng như của các nước nhận đầu tư, giúp làm giảm độ bất ổn

của tỷ suất sinh lợi. Trong khi đó, cũng có nghiên cứu cho r ng dòng vốn đầu tư trên

thị trường chứng khoán của nhà đầu tư nước ngoài thường không ổn định, dễ đảo

chiều khi tình hình thị trường diễn biến xấu. Điều này càng đúng hơn với các thị

trường đang phát triển có môi trường quản trị doanh nghiệp yếu kém và khung luật

pháp còn hạn chế. Đơn cử như nghiên cứu của Boone, Breach và Friedman (2000) đã

cho thấy r ng chỉ số thị trường chứng khoán của thị trường mới nổi với sự quản trị

doanh nghiệp yếu k m đã giảm nhiều trong cuộc khủng hoảng châu Á năm 1997-

1998. J. Lee và S. Moon (2011) cũng tìm thấy b ng chứng r ng trong suốt cuộc khủng

hoảng kinh tế toàn cầu (2008-2009) gần đây, những nhà đầu tư từ các nước có môi

trường quản trị vững mạnh bán cổ phần ở các quốc gia nhận đầu tư với môi trường

quản trị yếu kém nhiều hơn so với các nước nhận đầu tư có môi trường quản trị tốt.

Do vậy, sở hữu nước ngoài trong các quốc gia có môi trường quản trị yếu kém và hệ

thống quy định chưa r ràng có thể làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ở mức

độ doanh nghiệp. Vào thời điểm tăng trưởng nóng năm 2007, Việt Nam đã chứng kiến

sự đổ vào đột ngột của dòng vốn nước ngoài nhưng sau đó dòng vốn nước ngoài cũng

sụt giảm nhanh chóng khi các nhà đầu tư tháo chạy khỏi các thị trường mới nổi trong

cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu. Từ đó đến nay, dòng vốn này đã có sự tăng trưởng

trở lại với tốc độ chậm. Ngày càng có nhiều định chế đầu tư nước ngoài lớn gia nhập

vào thị trường chứng khoán Việt Nam, và tham gia điều hành gián tiếp doanh nghiệp

thông qua sở hữu vốn cổ phần. Các quyết định đầu tư của khối ngoại cũng ảnh hưởng

khá lớn đến quyết định đầu tư của nhà đầu tư cá nhân (thậm chí cả tổ chức) ở Việt

Nam. Trong khi đó, Việt Nam vẫn còn là một quốc gia với trình độ quản trị doanh

nghiệp còn yếu kém và hệ thống quy chế pháp lý chưa đầy đủ. Do vậy, cần phải kiểm

định sự tác động của dòng vốn nước ngoài này đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức

độ doanh nghiệp. Giả thuyết của bài nghiên cứu đưa ra là:

H4. Sở hữu nước ngoài có thể làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ

doanh nghiệp ở Việt Nam, do thực tiễn quản trị doanh nghiệp còn yếu kém và quy chế

quản lý chưa đầy đủ ở Việt Nam.

3.2. Mô hình ƣớc tính

3.2.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư tổ ch c nước ngoài

Bài nghiên cứu “ nchoring effect on foreign institutional investors momentum

trading behavior: Evidence from the Taiwan stock market” của LC Chao, RY Chou và

B Chiu (2013) đã cho thấy các nhà đầu tư nước ngoài có giao dịch theo quán tính giá

và bị tác động bởi hiệu ứng neo từ bộ dữ liệu của thị trường Đài Loan. Dựa trên kết

quả này, bài nghiên cứu tiến hành xây dựng những mô hình hồi quy để kiểm tra những

giả thuyết được đề cập ở trên, bao gồm từ H1 đến H3 cho thị trường Việt Nam với

mẫu gồm 411 mã chứng khoán trên 2 sàn HOSE và HNX và trả lời các câu hỏi nghiên

cứu sau:

 H1: Nhà đầu tư nước ngoài có giao dịch theo quán tính giá hay không?

Theo Bushee và Goodman (2007), sự thay đổi trong tỷ lệ sở hữu nước ngoài đối với

chứng khoán i từ thời điểm t-1 đến t được đặt là .

Để kiểm định giả thuyết H1, sự thay đổi trong tỷ lệ sở hữu nước ngoài được hồi quy

theo tỷ suất sinh lợi quá khứ, tỷ lệ sở hữu trước đây và những đặc tính doanh nghiệp

khác:

(1) ∑

Với cho thấy tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i từ t-1-k tới t-1, là

chuỗi gốc của tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài đối với cổ phiếu i tại thời điểm

t-1 và là các biến kiểm soát j khác (tức là những đặc tính khác của doanh

nghiệp).1 Tỷ suất sinh lợi quá khứ và những đặc tính trễ của doanh nghiệp được sử

dụng để đảm bảo thông tin này được biết bởi nhà đầu tư tổ chức nước ngoài tại thời

điểm t-1 trước khi họ quyết định có mua chứng khoán này từ thời điểm t-1 đến t. Hơn

nữa, thiết lập này cũng có mục đích để ngăn ngừa hiện tượng nội sinh có thể xảy ra.

Giả thuyết H1 có thể đươc kiểm chứng b ng cách xem x t xem liệu hệ số trong

phương trình (1) khác 0 có ý ngh a không. Đặc biệt hơn, nếu hệ số dương có ý

ngh a thì cho thấy các nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có xu hướng sử dụng chiến lược

giao dịch theo quán tính giá.

 H2: Hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài có

gia tăng nếu tỷ lệ sở hữu trước đây cao hơn

Để kiểm định giả thiết này, từ phương trình (1) cơ sở ban đầu, tiến hành đưa thêm các

hệ số tương tác vào, xem x t tác động của hiệu ứng neo quyết định:

∑ (2)

Hệ số tương tác trong phương trình (2) cho thấy tỷ lệ sở hữu trong quá khứ có thể điều

chỉnh hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Đạo

hàm từng phần phương trình (2) ta có phương trình (3) thể hiện mối quan hệ giữa tỷ

suất sinh lợi quá khứ và hành vi giao dịch như sau:

(3)

Vì vậy, nếu giả thuyết H1 và H2 xảy ra, kỳ vọng là cả hai hệ số và dương có ý

ngh a.

 H3: Hiệu ứng quán tính giá có tồn tại ở thị trường chứng khoán Việt Nam

1 Theo Jegadeesh và Titman (1993), k được cho ph p có giá trị là 1, 2, 3 và 4 tương ứng với 1 quý, 2 quý, 3 quý và 4 quý lũy kế. Hơn nữa, tác động có thể của những khung thời gian khác nhau lên hành vi của nhà đầu tư nước ngoài có thể được quan sát b ng cách thay đổi k.

không?

Để kiểm tra xem hiệu ứng quán tính giá có tồn tại và lợi nhuận từ chiến lược này có

quan hệ với hiệu ứng neo không, sử dụng hai mô hình hồi quy sau:

(4) ∑

∑ (5)

Không sử dụng sự thay đổi trong tỷ lệ sở hữu, mô hình hồi quy này sử dụng tỷ suất

sinh lợi tương lai làm biến phụ thuộc, với là tỷ suất sinh lợi tiếp theo của cổ

phiếu i từ thời điểm t-1 đến t+s với s b ng 0 hoặc 1. Khi s b ng 0 (1), có ngh a là một

quý (hai quý) sau thời điểm t-1. Nếu dương cho thấy có sự thay đổi bền vững trong

giá chứng khoán và một chiến lược quán tính giá sẽ tạo ra lợi nhuận dương. Hệ số

nắm bắt mối quan hệ giữa lợi nhuận của chiến lược quán tính giá và hành vi neo của

nhà đầu tư. Nếu dương cho thấy lợi nhuận của chiến lược quán tính giá có thể được

gia tăng bởi hành vi neo quyết định. Với dữ liệu bảng, tất cả mô hình hồi quy ở đây

được ước tính bởi hồi quy panel fixed-effect.

3.2.2. Tác động của tỷ l sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

Để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư tổ chức nước ngoài và độ bất

ổn của tỷ suất sinh lợi chứng khoán mức độ doanh nghiệp, bài nghiên cứu áp dụng

một hồi quy hiệu ứng cố định fixed-effect với dữ liệu bảng theo bài nghiên cứu “Does

foreign institutional owership increase return volatility Evidence from China” của

Zhian Chen và cộng sự (2012) như sau:

(6)

với là độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi, là tỷ lệ sở hữu nắm giữ bởi

nhà đầu tư nước ngoài, là biến kiểm soát.

Thống nhất với Bae và cộng sự (2004) và Li và cộng sự (2011), đề tài sử dụng hai

biến đại diện của độ bất ổn tỷ suất sinh lợi chứng khoán mức độ doanh nghiệp. Biến

đầu tiên là logarith tự nhiên của tỷ suất sinh lợi bình phương hàng ngày, tính như sau:

∑

Với là tỷ suất sinh lợi chứng khoán hàng ngày và n là số ngày giao dịch

trong 1 năm.

Một thước đo khác của độ bất ổn là độ lệch chu n của tỷ suất sinh lợi hàng ngày, tính

như sau:

√ ∑

là tỷ lệ trung bình hàng năm của tỷ suất sinh lợi chứng khoán.

Để nắm bắt tác động gián tiếp của sở hữu nước ngoài lên độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

thông qua các đặc điểm khác của doanh nghiệp bao gồm tỷ lệ luân chuyển của chứng

khoán (Tover), tỷ lệ sở hữu của Nhà nước (State) và tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nội

địa khác (Dom) của chứng khoán, bài nghiên cứu đưa thêm các biến tương tác vào mô

hình (6) như sau:

(7)

Biến giải thích chính là tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài Fin. Những

nghiên cứu trước thường đo lường tỷ lệ sở hữu nước ngoài của một doanh nghiệp

b ng cách tính tỷ lệ giá trị cổ phiếu được nắm giữ bởi nhà đầu tư nước ngoài chia cho tổng giá trị vốn hóa.2 Bài viết cũng sử dụng thước đo này dưới dạng rút gọn là tỷ lệ

phần trăm cổ phần đang lưu hành thuộc sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài vào cuối

thời điểm t (đối với giả thuyết H1 đến H3, t tính theo quý, đối với giả thuyết H4, t

được tính theo năm). Về thông thường, các nhà đầu tư nước ngoài ở Việt Nam có

hành vi gần tương đương như những nhà đầu tư tổ chức vì những nhà đầu tư tổ chức

chiếm tỷ lệ lớn trong số các nhà đầu tư nước ngoài. Hơn nữa, chủ yếu các nhà đầu tư

2 Sở hữu nước ngoài của cổ phiếu i tại thời điểm t được minh họa như là CttFStt/CttStt với Ctt là giá đóng cửa và FStt là những cổ phần được nắm giữ bởi nhà đầu tư tổ chức nước ngoài và Stt là tổng cổ phần đang lưu hành của cổ phiếu i tại thời điểm t.

cá nhân nước ngoài cũng tham gia vào các qu tương hỗ, qu đầu tư mạo hiểm, ngân

hàng đầu tư hoặc góp vốn cùng thành lập các định chế đầu tư lớn tham gia kiểm soát

gián tiếp các doanh nghiệp Việt Nam. Vì vậy, có thể mặc định r ng những nhà đầu tư

nước ngoài trên thị trường chứng khoán Việt Nam cũng có những chiến lược đầu tư

giống nhà đầu tư tổ chức. Do đó, có thể sử dụng tổng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước

ngoài nói chung để đại diện cho tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài tại

Việt Nam.

3.3. Các biến kiểm soát

3.3.1. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư tổ ch c nước ngoài

Để lựa chọn các biến kiểm soát trong các mô hình từ (1) đến (5), bài nghiên cứu đã

theo sau các nghiên cứu trước đây, như là của Dahlquist và Robertsson (2001), Lin và

Shiu (2003) và Ferreira và Matos (2008), để lựa chọn một số đặc tính doanh nghiệp

thông thường. Những định ngh a của các biến kiểm soát như sau:

1. Tỷ lệ luân chuyển của chứng khoán (Tover): là tỷ lệ tổng giá trị chứng khoán được

giao dịch trong ba tháng chia cho giá trị vốn hóa thị trường của doanh nghiệp. Biến

này đo lường tính thanh khoản của một doanh nghiệp trong thị trường chứng khoán,

được sử dụng trong nhiều nghiên cứu như Brennan và cộng sự (1998), Chordia và

cộng sự (2001).

Một số nghiên cứu đã tìm thấy b ng chứng r ng tính thanh khoản thị trường là nhân tố

quan trọng tác động đến nhà đầu tư nước ngoài, chứng khoán càng có tỷ lệ luân

chuyển cao càng được nhà đầu tư nước ngoài ưa thích (Kang và Stulz (1997))

2. Beta của chứng khoán (Beta): được ước tính từ hồi quy tỷ suất sinh lợi hàng ngày

theo tỷ suất sinh lợi thị trường trong ba tháng trước. Biến này dùng để đo lường rủi ro

hệ thống của doanh nghiệp.

Lin và Shiu (2003) đã tìm thấy b ng chứng hỗn hợp về tác động của beta lên sự nắm

giữ của nhà đầu tư nước ngoài. Nhà đầu tư nước ngoài nắm giữ những chứng khoán

có beta cao hơn cho các doanh nghiệp nhỏ, nhưng kết quả này lại không đúng cho các

doanh nghiệp lớn.

3. Quy mô (Size): được tính b ng cách lấy logarith tự nhiên của giá trị thị trường của

doanh nghiệp cuối quý.

Merton (1987) và Huberman (2001) tranh luận r ng nhà đầu tư nước ngoài thích các

chứng khoán mà họ quen thuộc hơn. Có thể dự đoán r ng các nhà đầu tư nước ngoài

thích đầu tư vào những doanh nghiệp Việt Nam mà họ có thông tin hoặc quen thuộc.

Merton cũng chỉ ra r ng những doanh nghiệp lớn thường có nhiều thông tin hơn các

doanh nghiệp nhỏ, do vậy nhà đầu tư nước ngoài có thể thích những doanh nghiệp có

quy mô lớn để tối thiểu hóa ảnh hưởng của bất cân xứng thông tin. B ng chứng cho

lập luận này cũng đã được tìm thấy trong nhiều bài nghiên cứu (Dahlquist và

Rbertsson (2001), Lin và Shiu (2003)).

4. Tỷ lệ thu nhập trên vốn chủ sở hữu (ROE): b ng tỷ lệ thu nhập ròng 4 quý liên tiếp

trước đó chia cho giá trị vốn cổ phần cuối quý.

5. Tỷ lệ nợ (Debt): được tính b ng tổng nợ chia cho tổng tài sản cuối quý.

Kang và Stulz (1997) đã tìm thấy tác động âm của đòn b y (tỷ lệ nợ) đến mức độ sở

hữu nước ngoài của doanh nghiệp. Các nhà đầu tư nước ngoài ưa thích những doanh

nghiệp có tỷ lệ nợ thấp.

6. Tỷ lệ giá chia giá trị sổ sách P/B (Pb): là tỷ lệ giá cổ phiếu chia cho giá trị sổ sách

của cổ phiếu cuối quý. Tỷ số P/B thấp cho thấy cổ phiếu bị định dưới giá, những

doanh nghiệp như vậy được xem như là doanh nghiệp giá trị, những doanh nghiệp có

P/B cao được xem là những doanh nghiệp tăng trưởng.

Lin và Shiu (2003) tìm thấy các nhà đầu tư nước ngoài ở Đài Loan ưa thích các doanh

nghiệp có tỷ lệ P/B cao hơn

7. Tỷ suất cổ tức (Dy): b ng giá trị của cổ tức tiền mặt đã chia trong quý chia cho giá

chứng khoán của doanh nghiệp cuối quý.

Dahlquist và Robertsson (2001) đã tìm thấy các nhà đầu tư nước ngoài thích những

doanh nghiệp trả cổ tức thấp hơn. Lin và Shiu (2003) cũng tìm thấy b ng chứng tương

tự trong khi JQ Jeon và cộng sự (2011) lại tìm thấy b ng chứng ngược lại ở thị trường

chứng khoán Hàn Quốc. Điều này có thể phụ thuộc vào chính sách thuế ở các nước

đầu tư và tình trạng thuế của nhà đầu tư.

3.3.2. Tác động của tỷ l sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

Để xem x t ảnh hưởng của sở hữu nước ngoài lên độ bất ổn tỷ suất sinh lợi mức độ

doanh nghiệp, đề tài xem x t một cấu trúc sở hữu hoàn chỉnh, bao gồm sở hữu Nhà

nước và sở hữu của các nhà đầu tư nội địa khác. Các biến kiểm soát như sau:

1. State: là tỷ lệ nắm giữ của Chính phủ Việt Nam, bao gồm những đại diện Chính phủ

và doanh nghiệp sở hữu Nhà nước.

Theo tác giả Z Chen và cộng sự (2012), ở các quốc gia có sự can thiệp của Nhà nước

vào thị trường còn tương đối lớn như Trung Quốc và Việt Nam thì mức độ sở hữu

Nhà nước có thể đại diện cho thực tiễn quản trị doanh nghiệp yếu k m bởi Chính phủ

vừa là người điều hành lại vừa là “người chơi”. Do đó, kỳ vọng r ng sở hữu của Chính

phủ sẽ làm gia tăng rủi ro mức độ doanh nghiệp.

2. Dom: là tỷ kệ sở hữu của những nhà đầu tư nội địa khác, bao gồm nhà đầu tư tổ

chức và cá nhân. Những nhà đầu tư tổ chức lớn có thể bao gồm những qu đầu tư

chứng khoán, công ty chứng khoán, ngân hàng thương mại, công ty bảo hiểm, và

những doanh nghiệp sở hữu phi Nhà nước. Những nhà đầu tư tổ chức giúp ổn định

hóa thị trường chứng khoán, bởi vì họ có những lợi ích trong chiến lược đầu tư và thu

thập thông tin (Bohl và Brzeszczynski (2006)). Nhưng mặt khác, hành vi bầy đàn giữa

các nhà đầu tư có thể làm gia tăng rủi ro trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán (Gabaix và

cộng sự (2006)). Những nhà đầu tư cá nhân nội địa mặc dù số lượng đông đảo nhưng

lượng vốn mà họ chi phối tương đổi nhỏ, điều này đã giới hạn sự ảnh hưởng của họ

lên thị trường. Do vậy, nhà đầu tư cá nhân điển hình hành động như những người theo

sau tin tức. Ví dụ, Barber và cộng sự (2009) đã tìm thấy hành vi bầy đàn của những

nhà đầu tư cá nhân trong thị trường chứng khoán của M . Do vậy, dấu kỳ vọng của

Dom có thể dương hoặc âm.

Bên cạnh thông tin về cấu trúc sở hữu, bài nghiên cứu cũng kiểm soát những đặc tính

doanh nghiệp sau:

3. Size: quy mô của doanh nghiệp niêm yết càng lớn thì độ bất ổn tỷ suất sinh lợi

càng nhỏ (Bae và cộng sự (2004), Li và cộng sự (2011)). Size cũng được tính b ng

logarith tự nhiên của giá trị vốn hóa thị trường cuối năm tài chính.

4. Tỷ lệ luân chuyển Tover là một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến độ

bất ổn tỷ suất sinh lợi. Tỷ lệ luân chuyển càng cao, độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi càng

cao (Li và cộng sự (2011)). Bài nghiên cứu sử dụng tỷ lệ luận chuyển hàng ngày trung

bình năm cho mô hình (6). Tỷ lệ luân chuyển hàng ngày được tính b ng khối lượng

giao dịch hàng ngày chia cho tổng số cổ phần đang lưu hành. Dấu kỳ vọng của hệ số

hồi quy là dương

5. Lev: là tỷ lệ đòn b y, b ng tổng giá trị sổ sách của vốn cổ phần chia cho tổng nợ.

Như được tìm thấy bởi Wei và Zhang (2006) và Li và cộng sự (2011), tỷ lệ đòn b y là

một trong những nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi.

6. LagVL và LagSD: là độ trễ của độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi. Chúng được bao hàm

trong hồi quy để kiểm soát ảnh hưởng của tự tương quan.

3.4. Dữ liệu và thống kê mô tả

Dữ liệu của bài nghiên cứu chủ yếu lấy từ thống kê giao dịch hàng ngày của Công ty

Cổ phần chứng khoán FPTS và Công ty Cổ phần Tài Việt. Ngoài ra các dữ liệu trên

Báo cáo tài chính được thu thập từ Báo cáo tài chính hàng quý và hàng năm của các

công ty. Phạm vi lấy mẫu là 411 công ty hiện còn niêm yết trên hai sàn HOSE và

HNX tính đến ngày giao dịch cuối cùng của năm 2013. Thời kỳ lấy mẫu là từ

1/1/2008 đến 31/12/2013.

Thống kê giao dịch hàng ngày của FPTS gồm các thông tin được sử dụng sau: giá

đóng cửa trong ngày giao dịch, tổng khối lượng giao dịch (khớp lệnh và thỏa thuận),

tỷ lệ sở hữu nước ngoài cuối ngày giao dịch, số lượng cổ phiếu nắm giữ bởi nhà đầu

tư nước ngoài cuối ngày.

Từ bộ dữ liệu hàng ngày, bài nghiên cứu tiến hành xây dựng các biến cần thiết theo

quý và năm. Đối với các mô hình kiểm định giả thuyết từ H1 đến H3, dữ liệu theo tần

suất quý, để kiểm soát các tác động của khung thời gian đầu tư khác nhau đến hành vi

và thành quả giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài. Còn đối với giả thuyết H4, do đặc

điểm thu thập dữ liệu cơ cấu tỷ lệ sở hữu doanh nghiệp thường được cập nhật hàng

năm nên dữ liệu dùng để kiểm định giả thuyết này sẽ có tần suất theo năm. Các biến

được xây dựng bao gồm:

- Tỷ lệ sở hữu nhà đầu tư nước ngoài

- Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán 1 quý, 2 quý, 3 quý và 4 quý lũy kế.

- Độ lệch chu n của tỷ suất sinh lợi hàng ngày trung bình năm và logarith của tỷ

suất sinh lợi bình phương hàng ngày trung bình năm

- Các biến kiểm soát khác: tổng giá trị vốn hóa, tỷ lệ đòn b y, quy mô doanh nghiệp,

tỷ suất cổ tức, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, tỷ lệ luân chuyển.

Kết quả thu được bộ dữ liệu bảng không cân b ng (unbalanced panel) bao gồm 7646

quan sát theo quý và 2305 quan sát theo năm.

3 4 Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà

Bảng 1. Bảng này trình bày thống kê mô tả cho các biến độc lập và phụ thuộc, bao gồm trung bình, trung vị, độ lệch chu n, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất, hệ số Skewness và Kurtoris3.

đầu tư tổ ch c nước ngoài

2.621

0.688 Mean Median Maximum Minimum St. Dev. Skewness Kurtosis 5.091 0.000 0.091 1.729 56.078 -17.091 0.910 -2.199 18.343 0.000 0.024 3.183 0.002 0.517 2.212 -0.247 54.018 3244.133 -0.319 1.102 23.823 -0.755 0.032 -89.133 7975.954 -343.920 0.076 7.901 3.600 38.068 1669.813 0.000 0.030 0.939 0.000 0.544 0.841 -0.015 0.125 12.152 11.945 0.130 0.495 12.268 0.667 1.552 169.431 5.451 4.160 18.582 763.569 0.127 0.802 0.052 0.226 2.706 0.314 3.844 1.711 14.320 0.931

Fin Beta Dy Debt PB R1 ROE Size Tover

Bảng 1 liệt kê những thống kê mô tả cho tất cả các biến được sử dụng. Tỷ lệ sở hữu

3 Khi Skewness > 0, đồ thị ở dạng lệch phải. Khi đó giá trị trung vị (median) nhỏ hơn trung bình (mean) do có các giá trị đột biến (outlier) n m ở phía dương của đồ thị, dẫn đến kéo giá trị trung bình tăng cao. Ngoài ra, khi Kurtoris > 3, đồ thị sẽ nhọn và tập trung về phía trung tâm, với hai đuôi hẹp.

nước ngoài trung bình là 9,1% với độ lệch chu n là 12,7%, cho thấy một sự khác biệt

r ràng trong sự ưa thích của nhà đầu tư nước ngoài. Đáng chú ý là tỷ lệ của quan sát

không phải đầu tư (tức sở hữu nước ngoài b ng 0) khoảng 2% của dữ liệu mẫu. Tỷ

suất sinh lợi trong một quý trung bình khoảng 3,2% với độ lệch chu n 31,4% cho thấy

Bảng 2. Ma trận tương quan của các biến. Bảng này trình bày những hệ số tương quan theo

cặp giữa tất cả các biến được sử dụng. Những biến này bao gồm tỷ lệ sở hữu nước ngoài của

một doanh nghiệp (Fin), tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong một quý (R1), tỷ lệ luân chuyển

chứng khoán (Tover), hệ số beta của chứng khoán (Beta), quy mô của doanh nghiệp (Size), tỷ

suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu (ROE), tỷ lệ nợ (Debt), tỷ số giá trên giá trị sổ sách (PB), và

tỷ suất cổ tức (DY). Giai đoạn mẫu từ quý 1/2008 đến quý 4/2013.

Fin 1.000

Fin

Beta

Debt

ROE

Size

Tover

Beta

-0.049*** 1.000

-0.039***

-0.026**

1.000

Debt

-0.222*** 0.070***

0.006

1.000

0.060***

-0.0004

-0.023**

0.009

1.000

0.016

-0.040***

-0.016

-0.017

0.060***

1.000

ROE

0.008

0.005

0.012

-0.030***

-0.650*** 0.024**

1.000

Size

0.518***

0.118***

-0.081***

-0.037*** 0.128***

0.074*** 0.034*** 1.000

Tover -0.005

0.010

0.013

0.001

0.011

0.122*** 0.001

0.023** 1.000

** Hệ số có ý ngh a ở mức 5%

*** Hệ số có ý ngh a ở mức 1%

mức độ biến động lớn trong tỷ suất sinh lợi.

Bảng 2 cho thấy ma trận tương quan của sở hữu nước ngoài và đặc tính của doanh

nghiệp. Quy mô doanh nghiệp có mối tương quan dương và cao với tỷ lệ sở hữu nước

ngoài. điều này phù hợp với các nghiên cứu trước đây (Dahlquist và Robertsson

(2001), Lin và Shiu (2003)), tức là các nhà đầu tư nước ngoài thích đầu tư vào doanh

nghiệp lớn hơn. Bảng 2 cũng cho thấy mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ sở hữu nước

ngoài và tỷ lệ giá trên giá trị sổ sách, chỉ ra r ng nhà đầu tư tổ chức nước ngoài thích

đầu tư vào những doanh nghiệp tăng trưởng. Tỷ lệ nợ tương quan âm với sở hữu nước

ngoài, điều này lăp lại những phát hiện của Dahlquist và Robertsson (2001). Tuy

nhiên, cả biến tỷ suất sinh lợi và ROE cũng đều không có tương quan có ý ngh a với

tỷ lệ sở hữu nước ngoài. Hơn nữa, những kết quả của dấu tương quan giữa sở hữu

nước ngoài và tỷ lệ luân chuyển của chứng khoán thì trái ngược với những nghiên cứu

trước đây. Tuy nhiên, mối tương quan hai chiều có thể chỉ cung cấp những thước đo

thử của những mối quan hệ này vì một kết quả đầy đủ hơn sẽ được trình bày trong

phân tích đa biến.

3.4.2. Tác động của tỷ l sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

Bảng 3 trình bày thống kê mô tả của các biến chính được sử dụng trong phương trình

(6). Bảng này cho thấy r ng những nhà đầu tư trong nội địa ngoài Nhà nước là những

người tham gia chính trên thị trường chứng khoán Việt Nam, với tỷ lệ sở hữu trung

bình là 64,36%. Tiếp theo là tỷ lệ sở hữu của Nhà nước với trung bình là 26,9% . Tỷ lê

trung bình của tỷ lệ sở hữu nước ngoài là 8,4%. Bảng 5 cũng cho thấy tỷ lệ luận

chuyển chứng khoán ở thị trường Việt Nam khá thấp, trung bình hàng ngày là 2,74%,

cho thấy tính thanh khoản yếu của thị trường trong giai đoạn khảo sát. Hai biến VL và

SD đại diện cho độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp có Skewness gần

b ng 0 và Kurtosis gần b ng 3, thể hiện một phân phối tương đối gần với phân phối

Bảng 3. Thống kê mô tả của các biến. VL và SD là hai đại diện của độ bất ổn tỷ suất sinh lợi

mức độ doanh nghiệp: logarith của tỷ suất sinh lợi hàng ngày bình phương (VL) và độ lệch

chu n của tỷ suất sinh lợi chứng khoán hàng ngày (SD). FIN là tổng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu

tư nước ngoài. STATE là tổng tỷ lệ sở hữu của Nhà nước. DOM là tổng tỷ lệ sở hữu của nhà

đầu tư nội địa khác ngoài Nhà nước. SIZE là logarith tự nhiên của giá trị vốn hóa thị trường

cuối năm. TOVER là trung bình năm của tỷ lệ cổ phần giao dịch trong ngày chia cho số cổ

phần đang lưu hành. LEV là tỷ lệ tổng nợ chia cho tổng vốn cổ phần cuối năm tài chính.

chu n.

1.8394 0.5355 0.7021 -0.1402 0.2520

Biến FIN VL SD DOM STATE TOVER LEV SIZE Mean Median Std. Dev. Maximum Minimum Skewness Kurtosis 5.5538 0.5007 0.0839 0.0232 3.6179 -2.3173 -5.8652 -5.9512 4.3839 0.0970 0.0355 0.0343 1.9622 1.0000 0.6436 0.6209 0.9072 0.2690 1.6864 0.2493 31.9020 1241.1820 15.3719 0.0274 0.0026 656.3096 23.7271 381.2933 0.8245 2.4441 3.6074 0.7039 18.5386 12.1119 11.9098 0.1238 0.8144 0.0105 0.2538 0.2404 0.3744 12.3479 1.7107 0.0000 -8.9145 0.0021 0.0298 0.0000 0.0000 -0.3555 7.9010

Bài nghiên cứu cũng trình bày thống kê mô tả của tỷ lệ sở hữu nước ngoài phân theo

ngành của 411 doanh nghiệp trong mẫu trong Bảng 4 và mức độ thay đổi của tỷ lệ này qua các năm trong Bảng 54. Nói chung tỷ lệ sở hữu nước ngoài của các ngành có xu

hướng gia tăng qua các năm. X t riêng trong từng ngành, ngoại trừ một trường hợp

doanh nghiệp trong ngành Nghệ thuật và dịch vụ giải trí thì những công ty trong

ngành Sản xuất Nông-Lâm-Ngư nghiệp thu hút vốn nước ngoài nhiều nhất. Điều này

cũng phù hợp với đặc điểm của Việt Nam, khi mà tỷ trọng lao động trong các ngành

nông-lâm-ngư nghiệp còn khá cao. Tiếp theo là ngành Tài chính và Bảo hiểm. Các

Ngân hàng n m trong nhóm ngành Tài chính tuy bị khống chế mức sở hữu của nhà

đầu tư nước ngoài tối đa 30%, thấp hơn so với các doanh nghiệp khác (tối đa 49%)

nhưng lại là l nh vực được các nhà đầu tư nước ngoài muốn nắm giữ. Do vậy, tỷ lệ sở

hữu của nhà đầu tư nước ngoài trong l nh vực này khá cao, và được dự báo sẽ còn

tăng cao trong thời gian tới khi quyết định cho phép nâng room khối ngoại đang được

soạn thảo. Tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong ngành Dịch vụ lưu trú và ăn uống cũng tăng

4 Quan điểm phân ngành cho các công ty được sử dụng phù hợp với hệ thống phân ngành NAICS 2007, một hệ thống được thiết kế phù hợp với Hệ thống của Liên hợp quốc về Phân ngành chu n quốc tế (ISIC), thể hiện hầu hết các l nh vực, các ngành lớn-nhỏ, bao quát-chi tiết trên thế giới. Nguyên tắc phân ngành dựa trên cơ cấu doanh thu của doanh nghiệp. L nh vực nào chiếm hơn 50% trong cơ cấu doanh thu sẽ được xác định là ngành chính của doanh nghiệp.

dần qua các năm và có tỷ lệ trung bình cao thứ ba.

Bảng 4. Thống kê mô tả của tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài giữa các nhóm ngành của

411 doanh nghiệp trong mẫu. Giai đoạn lấy mẫu từ năm 2008 đến 2013. Thống kê mô tả bao

gồm trung bình, trung vị, độ lệch chu n, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ nhất

N 20 Mean Median Sd Dev Min 0.0292 0.0042 0.0570 0.0000 Max 0.2511

6 3 1 20 1 156

Bảng 5. Thống kê trung bình tỷ lệ sở hữu nước ngoài qua các năm giữa các nhóm ngành của

411 doanh nghiệp trong mẫu. Giai đoạn lấy mẫu từ năm 2008 đến 2013.

Ngành Công nghệ - Truyền thông Dịch vụ chuyên môn - Khoa học - K thuật Dịch vụ lưu trú và ăn uống Giáo dục và đào tạo Khai khoáng Nghệ thuật và dịch vụ giải trí Sản xuất Sản xuất Nông - Lâm - Ngư nghiệp 7 Tài chính và bảo hiểm Thương mại (Bán sỉ và bán l ) Tiện ích cộng đồng Vận tải và kho bãi Xây dựng và bất động sản 21 36 18 27 95 0.0820 0.0463 0.1199 0.1191 0.0236 0.1741 0.0036 0.0040 0.0019 0.0918 0.0790 0.0944 0.4869 0.4893 0.0046 0.0961 0.0361 0.1327 0.1997 0.2110 0.1183 0.1486 0.0674 0.1625 0.0627 0.0128 0.1150 0.0590 0.0122 0.0902 0.0755 0.0220 0.1201 0.0614 0.0132 0.1013 0.0000 0.0000 0.0012 0.0000 0.4790 0.0000 0.0119 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.5007 0.4225 0.0058 0.3780 0.4900 0.4914 0.3800 0.4904 0.4900 0.3326 0.4900 0.4774

2008 1.14% 2009 2.03% 2010 2.16% 2011 2.90% 2012 6.39% 2013 2.88%

7.17% 9.91%

9.89% 9.80% 9.90% 8.65%

Ngành Công nghệ - Truyền thông Dịch vụ chuyên môn - Khoa học - K thuật Dịch vụ lưu trú và ăn uống Khai khoáng Sản xuất Sản xuất Nông - Lâm - Ngư nghiệp Tài chính và bảo hiểm Thương mại (Bán sỉ và bán l ) Tiện ích cộng đồng Vận tải và kho bãi Xây dựng và bất động sản 2.93% 6.72% 11.63% 10.83% 0.00% 10.31% 15.39% 14.93% 15.16% 15.67% 9.41% 7.98% 9.19% 8.64% 9.87% 10.40% 10.29% 8.64% 17.41% 19.14% 20.54% 20.82% 21.07% 20.86% 10.88% 14.16% 15.35% 16.31% 16.98% 15.48% 6.49% 5.72% 7.96% 6.64% 6.43% 5.99% 6.42% 5.57% 6.32% 5.17% 7.32% 6.33% 6.03% 5.98% 7.77% 6.33% 5.84% 6.57% 9.17% 6.84% 6.48% 5.96% 6.65% 5.07%

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1. Sơ lƣợc về diễn biến đầu tƣ của nhà đầu tƣ nƣớc ngoài trên sàn chứng khoán

Việt Nam giai đoạn 2007-2013

Từ hình 1 ta có thể thấy thị trường chứng khoán Việt Nam biến động theo hai giai

đoạn rõ rệt: giai đoạn 2007 đến đầu năm 2009 và từ giữa năm 2009-2013.

Giai đoạn 2007-đầu năm 2009 là thời kỳ nhiều thăng trầm biến động trên cả hai sàn

HOSE và HNX. Ngoài ra, giai đoạn này cũng thể hiện dấu ấn rõ rệt của nhà đầu tư

nước ngoài trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Thời gian đầu, sau hàng loạt đợt

IPO của các doanh nghiệp lớn nhỏ ồ ạt diễn ra trong năm 2006 cùng sự kiện Việt Nam

gia nhập WTO đã thu hút lượng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài liên tục chảy vào

Việt Nam. Các nhà đầu tư trong nước trong giai đoạn này cũng có xư hướng theo sau

những diễn biến của khối ngoại và tranh mua các cổ phiếu trong danh mục đầu tư của

khối ngoại, từ đó đ y giá cổ phiếu tiếp tục tăng cao. Khi dòng vốn của nhà đầu tư

nước ngoài đạt đỉnh điểm vào tháng 2/2007 cũng là lúc 2 chỉ số VN-index và HNX-

index đạt đỉnh cao nhất trong lịch sử. Tuy nhiên khi cuộc khủng hoảng tài chính toàn

cầu nổ ra vào cuối năm 2007, dòng vốn ngoại bắt đầu rút ra ồ ạt khỏi thị trường. Cùng

với đó là xu hướng giảm điểm mạnh mẽ của VN-index và HNX-index. Giai đoạn này

có thể thấy cả dòng vốn của nhà đầu tư nước ngoài và diễn biến thị trường theo sát

bước nhau.

Giai đoạn từ giữa năm 2009, thị trường chuyển qua một sự trầm lắng và xu hướng

giảm trong dài hạn. Dòng vốn nhà đầu tư nước ngoài sau khi chạm đáy vào tháng

2/2009 cũng đã bắt đầu gia tăng trở lại, tuy nhiên có sự thận trọng hơn sau khi phải

hứng chịu hậu quả để lại từ sự rút vốn ồ ạt của khối ngoại năm 2008. Sự trở lại của

dòng vốn nhà đầu tư nước ngoài khởi sắc từ giữa năm 2012 và đạt đỉnh cao mới vào

tháng 12/2013 trên sàn HOSE. Thời điểm này tình hình v mô của Việt Nam đã ổn

định và có dấu hiệu khôi phục, kèm theo đó là việc định giá của thị trường Việt Nam

còn rất r dễ thu hút các nhà đầu tư hơn các thị trường khác. Tuy nhiên, hầu hết dòng

vốn của khối ngoại tập trung ở các cổ phiếu vốn hóa lớn, hay “blue-chip” và tỏ ra thờ

ơ với phần còn lại của thị trường.

Hình 1. Tình hình biến động của dòng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài trên hai sàn HOSE và HNX và các chỉ số Index tương ứng, trong thời kỳ 1/1/2007 – 31/12/2013. (Nguồn: Tác giả tự tính toán)

2,500.00

1200

1000

2,000.00

0 0 0 0 0 1 x

800

1,500.00

600

1,000.00

400

500.00

200

7 0 - y a

8 0 - y a

9 0 - y a

0 1 - y a

2 1 - y a

3 1 - y a

7 0 - n a J

8 0 - n a J

9 0 - n a J

0 1 - n a J

1 1 - n a J

2 1 - n a J

3 1 - n a J

7 0 - p e S

8 0 - p e S

9 0 - p e S

0 1 - p e S

1 1 - p e S

2 1 - p e S

3 1 - p e S

1 1 - y a M

VN-index

Tổng vốn đầu tư nước ngoài của các doanh nghiệp trong mẫu trên sàn HOSE

600.00

450

400

500.00

350

0 0 0 0 0 1 x

400.00

300

250

300.00

200

200.00

150

100

100.00

9 0 - l u J

7 0 - l u J

8 0 - l u J

0 1 - l u J

1 1 - l u J

2 1 - l u J

3 1 - l u J

7 0 - n a J

8 0 - n a J

9 0 - n a J

0 1 - n a J

1 1 - n a J

2 1 - n a J

3 1 - n a J

7 0 - t c O

8 0 - t c O

9 0 - t c O

0 1 - t c O

1 1 - t c O

2 1 - t c O

3 1 - t c O

7 0 - r p A

8 0 - r p A

9 0 - r p A

0 1 - r p A

1 1 - r p A

2 1 - r p A

3 1 - r p A

Tổng vốn đầu tư nước ngoài của các doanh nghiệp trong mẫu trên sàn HNX

HNX index (HASTC)

Hình 2 cho thấy mức độ biến động trung bình của tỷ suất sinh lợi hàng ngày cho toàn

bộ mẫu trong thời kỳ lấy mẫu từ 1/1/2008 đến 31/12/2013. Có thể thấy r ng độ bất ổn

biến động mạnh vào giai đoạn đầu trong hai năm 2008 và 2009, sau đó ổn định hơn từ

giữa năm 2010 cho thấy thị trường trong giai đoạn hai n m trong trạng thái trầm lắng

và không biến động nhiều. Điều này thể hiện tâm lý thận trọng của thị trường chứng

khoán Việt Nam sau khủng hoảng, khi hầu hết các phiên giao dịch đều ở trạng thái

gi ng co giữa bên mua và bên bán, không thể hiện xu hướng rõ ràng.

Trong giai đoạn lấy mẫu, xu hướng của tỷ lệ sở hữu nước ngoài sụt giảm mạnh từ

đỉnh cao năm 2008 (12%) và đạt đáy vào cuối năm 2009, sau đó tăng dần trở lại và bắt

đầu khởi sắc từ cuổi năm 2012, chủ yếu tập trung trên sàn HOSE. Tỷ suất sinh lợi lũy

kế một quý R1 trung bình cũng cho thấy sự biến động mạnh vào hai năm 2008-2009

Hình 2. Thống kê giá trị trung bình của tỷ lệ sở hữu nước ngoài và các thước đo độ bất ổn của

tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp của các doanh nghiệp trong mẫu, thời kỳ 1/1/2008-

31/12/2013. (Nguồn: tác giả tự tính toán)

và ổn định hơn sau đó.

Nhìn chung, về trực quan mối quan hệ giữa sở hữu nước ngoài và độ bất ổn của thị

trường cũng như tỷ suất sinh lợi quá khứ chưa được thể hiện rõ nét, xét trung bình

toàn thị trường. Do đó, để kiểm định một cách thuyết phục mối quan hệ này, bài

nghiên cứu tiếp tục sử dụng các mô hình hồi quy đã phát triển ở phần 3, gồm các mô

hình Panel OLS kèm hiệu ứng cố định (fixed effect) nh m kiểm soát các yếu tố đặc

trưng giữa các doanh nghiệp, cũng như kiểm soát thêm các tác động gián tiếp. Kết quả

nghiên cứu được trình bày cụ thể ở phần sau.

4.2. Tác động của neo quyết định đến hành vi giao dịch theo quán tính giá của

nhà đầu tƣ tổ chức nƣớc ngoài

Nghiên cứu thực nghiệm bao gồm hai phần: đầu tiên, những thay đổi trong sở hữu

chứng khoán của nhà đầu tư nước ngoài được xem x t để xem liệu một hiệu ứng neo

có tồn tại không và nó ảnh hưởng như thế nào đến hành vi giao dịch của nhà đầu tư

nước ngoài. Giả thuyết 1 và 2 được kiểm định b ng cách xem x t những nhân tố ảnh

hưởng đến sự nắm giữ chứng khoán của những nhà đầu tư nước ngoài. Sau đó, những

kết quả của hiệu ứng neo được xem x t để xem chúng ảnh hưởng thế nào đến khả

năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá. Những điều này liên quan tới giả thuyết

H3.

4 ành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài và hi u ng neo

Bảng 6 liệt kê những kết quả ước tính của hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức

nước ngoài dựa trên Phương trình (1) và (2). Tỷ suất sinh lợi quá khứ được đo lường

b ng nhiều cách theo những khoảng thời gian đầu tư khác nhau khi đo lường tỷ suất

sinh lợi quá khứ. Một số nghiên cứu đã nhấn mạnh r ng chiến lược giao dịch theo

quán tính giá có thể khác biệt qua các khung thời gian tỷ suất sinh lợi khác nhau. Mối

quan tâm này đã được kết hợp b ng cách cho ph p mô hình trong nghiên cứu này sử

dụng tỷ suất sinh lợi quá khứ trên một phổ thời gian rộng, bắt đầu từ 3 tháng đến 12

5 Một số triệu chứng được kiểm tra cho mô hình, bao gồm đa cộng tuyến và kiểm định hiệu ứng fixed- effect. Về kiểm định đa cộng tuyến, các VIF của các hệ số đều nhỏ hơn 5, cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến. Về kiểm định hiệu ứng fixed effect để xem x t các đặc tính thay đổi qua các doanh nghiệp thì tất cả F-test đều có ý ngh a cho mô hình, hàm ý r ng hiệu ứng fixed-effect thì có hiện diện. Bài nghiên cứu cũng đã thực hiện kiểm định Hausman test so sánh giữa hai mô hình Fixed effect và Random effect, kết quả p-value =0.000, bác bỏ giả thuyết H0 hàm ý r ng mô hình Fixed effect là phù hợp hơn mô hình Random-effect.

tháng. Hơn nữa, mô hình 1, 2, 3, và 4 đo lường tỷ suất sinh lợi b ng cách tính toán tỷ suất sinh lợi qua quý thứ nhất, thứ hai, thứ ba và thứ tư tương ứng5.

Tất cả những kết quả của mô hình từ 1 đến 4 khá giống nhau cho một số biến. Tuy

nhiên, tỷ suất sinh lợi quá khứ lại có kết quả không đồng nhất giữa các mô hình.

Trong mô hình 2 và 4, hệ số của tỷ suất sinh lợi quá khứ dương có ý ngh a cho thấy

nếu thành quả tỷ suất sinh lợi lũy kế 2 quý và 4 quý quá khứ cao hơn thì nhà đầu tư

nước ngoài sẽ mua cổ phiếu đó nhiều hơn. Ví dụ, kết quả trong mô hình 2 cho thấy

r ng sở hữu nước ngoài trong một cổ phiếu sẽ tăng 0,0014% khi giá của nó tăng 1%

trong quý trước. Phát hiện này cũng cho thấy nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng đầu

tư vào chứng khoán với tỷ suất sinh lợi quá khứ cao, tức là họ áp dụng một chiến lược

giao dịch theo quán tính giá, tuy nhiên lại đối với phổ thời gian lũy kế 2 quý và 4 quý.

Do vậy, giả thuyết 1 được xác nhận, chỉ ra r ng nhà đầu tư nước ngoài là những nhà

giao dịch theo quán tính giá ở thị trường chứng khoán Việt Nam.

Về biến kiểm soát, sở hữu nước ngoài trước đây thể hiện một mối quan hệ nghịch

chiều với những thay đổi trong tỷ lệ sở hữu, cho thấy r ng giao dịch của các nhà đầu

tư nước ngoài là hội tụ về mức trung bình. Nhà đầu tư nước ngoài thích gia tăng sở

hữu của họ trong những doanh nghiệp có quy mô lớn và tỷ lệ nợ thấp, thể hiện thông

qua hệ số dương có ý ngh a của biến Size và hệ số âm có ý ngh a của biến Debt. B ng

chứng này nhất quán với những phát hiện trước đây, như Dahlquist và Robertsson

(2001), khi tìm thấy r ng những doanh nghiệp lớn cung cấp các công bố thông tin đầy

đủ hơn và do đó, ít bất cân xứng thông tin. Nhà đầu tư nước ngoài cũng ưa thích các

doanh nghiệp có tỷ suất cổ tức cao, với hệ số của biến DY dương và có ý ngh a thống

kê ở mức 1%. Điều này có thể được lý giải là do mức thuế thu nhập đánh trên cổ tức ở

Việt Nam không cao (5%) nên khuyến khích các nhà đầu tư thích nhận cổ tức. Kết

quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của JQ Jeon và cộng sự (2011). Tuy nhiên,

nghiên cứu này không tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước

ngoài và tỷ lệ vòng quay của chứng khoán. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu

của tác giả Võ Xuân Vinh (2010), những nhà đầu tư nước ngoài không cho thấy sự ưu

tiên nào đối với cổ phiếu có tính thanh khoản cao. Tác giả cho r ng nhà đầu tư nước

ngoài khi đầu tư ở Việt Nam họ có xu hướng nắm giữ chứng khoán trong dài hạn. Sở

hữu cao có thể khiến nhà đầu tư nước ngoài trở thành những người nội bộ trong doanh

nghiệp. Hơn nữa, nhà đầu tư nước ngoài thường thực thi chiến lược mua và nắm giữ

và điều này làm giảm nhu cầu giao dịch thường xuyên cho việc khám phá giá cả. Phát

hiện này chính thức hóa mối quan hệ quan trọng giữa cấu trúc vi mô của thị trường và

việc định giá tài sản, cho thấy r ng trong trạng thái cân b ng, những tài sản ít thanh

khoản được nắm giữ bởi nhà đầu tư với thời gian đầu tư lâu hơn.

Mô hình 5-8 thêm vào mô hình hồi quy một hệ số tương tác (tỷ suất sinh lợi quá khứ

nhân cho tỷ lệ sở hữu trước đây) để xem x t giả thuyết 2. Kết quả của bốn mô hình

cho thấy sự không nhất quán đối với biến hệ số tương tác này. Trong mô hình 5 và 7

thì biến tương tác không có ý ngh a thống kê nhưng trong mô hình 6 và 8 thì hệ số của

hạng tử này dương và có ý ngh a thống kê. Bên cạnh đó, tỷ suất sinh lợi quá khứ vẫn

có tương quan dương với sự thay đổi trong tỷ lệ sở hữu nước ngoài, trong khi hệ số thì

không có ý ngh a trong cả bốn mô hình. Kết quả này cho thấy mức độ của sở hữu

trước đây có thể điều chỉnh mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ và hành vi giao

dịch, nhưng đối với tỷ suất sinh lợi quá khứ lũy kế 6 tháng và 12 tháng. Hơn nữa, với

tỷ suất sinh lợi quá khứ cố định, một tỷ lệ sở hữu trước đây cao hơn của một cổ phiếu

xác định sẽ thúc đ y nhà đầu tư nước ngoài có động cơ để thi hành một chiến lược

giao dịch theo quán tính giá. Ví dụ, cổ phiếu và B có cùng những đặc tính của

doanh nghiệp và tỷ suất sinh lợi quá khứ, giả sử tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước

ngoài trước đây của cổ phiếu và B tương ứng là 20% và 5%. Theo những kết quả

sử dụng trong phương trình (3) và sử dụng hệ số có được từ mô hình 6 thì, nếu tỷ suất

sinh lợi quá khứ 6 tháng của chứng khoán B tăng 1%, nhà đầu tư nước ngoài sẽ có xu

hướng tăng nắm giữ cổ phần của chứng khoán B lên 0,0574%. Mặt khác, nhà đầu tư

nước ngoài sẽ mua thêm 0,228% cổ phiếu khi tỷ suất sinh lợi quá khứ 6 tháng của

cổ phiếu tăng 1%.

Ví dụ trên đã cho thấy tổng tác động của tỷ suất sinh lợi quá khứ lên hành vi giao dịch

của nhà đầu tư nước ngoài bị ảnh hưởng của mức độ sở hữu trước đó. Những phát

hiện này thì đạt được với các mô hình sử dụng tỷ suất sinh lợi lũy kế 6 tháng và 12

tháng. Do vậy, có thể kết luận r ng chiến lược giao dịch theo quán tính giá của nhà

đầu tư nước ngoài bị neo theo tỷ lệ sở hữu trước đây. Nói cách khác, đối với nhà đầu

tư nước ngoài, tỷ lệ sở hữu trước đây càng cao thì chiến lược quán tính giá càng mạnh

mẽ.

Bảng 6. Tác động của neo quyết định đến hiệu ứng giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam giai đoạn quý

1/2008-quý 4/2013. Biến phụ thuộc là thay đổi theo quý của sở hữu nước ngoài đối với một chứng khoán cụ thể i và được đặt là . Những biến hồi quy

chính bao gồm tỷ suất sinh lợi quá khứ của 3, 6, 9 và 12 tháng trước thời điểm t-1 ( , k = 1, 2, 3, 4) và hệ số tương tác, đó là tỷ lệ sở hữu trước đây

nhân với tỷ suất sinh lợi quá khứ ( , k = 1, 2, 3, 4). Tất cả biến kiểm soát được lấy trễ một quý, bao gồm quy mô doanh nghiệp ( ),

hệ số beta của chứng khoán ( ), tỷ lệ vòng quay của chứng khoán ( ), tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ( ), tỷ lệ nợ ( ), tỷ

số giá trên giá trị sổ sách ( ) và tỷ suất cổ tức ( ). Thời kỳ mẫu là từ quý 1/2008 đến quý 4/2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong

ngoặc đơn. Sai số chu n này vững chắc với hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan. Các hệ số của hệ số chặn, biến giả năm và quý không được trình

bày ở đây.

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

Mô hình 5

Mô hình 6

Mô hình 7

Mô hình 8

-0.174*** (0.020)

-0.174*** (0.021)

-0.181*** (0.022)

-0.206** (0.027)

-0.174*** (0.020)

-0.175*** (0.021)

-0.181*** (0.022)

-0.207*** (0.027)

0.001 (0.001)

0.001** (0.0007)

0.001 (0.001)

0.002*** (0.001)

0.0005 (0.001) 0.012 (0.010)

0.001 (0.0006) 0.011* (0.010)

0.0004 (0.001) 0.007 (0.010)

0.001 (0.001) 0.010* (0.010)

-0.000 (0.000) -0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.012*** (0.005) 0.000 (0.000)

Biến kiểm soát

N R2

0.004*** (0.001) -0.000 (0.000) -0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.012*** (0.005) 0.000 (0.000) 0.013*** (0.004) 7646 0.1079

0.003*** (0.001) -0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.000 (0.000) -0.012*** (0.005) 0.000 (0.000) 0.014*** (0.004) 7502 0.1074

0.003*** (0.001) -0.000 (0.000) 0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.014*** (0.005) 0.000 (0.000) 0.014*** (0.004) 7328 0.1111

0.003*** (0.001) 0.004*** (0.001) 0.000 (0.000) -0.000 (0.000) -0.000 (0.000) -0.013** (0.005) -0.000 (0.000) 0.018*** (0.004) 0.013*** (0.004) 6917 0.1264

7646 0.1083

0.003*** (0.001) -0.000 (0.000) 0.00 (0.000) 0.000 (0.000) -0.012*** (0.005) 0.000 (0.000) 0.014*** (0.004) 7502 0.1082

0.003*** (0.001) -0.000 (0.000) 0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.014*** (0.005) 0.000 (0.000) 0.014*** (0.004) 7328 0.1115

0.004** (0.001) -0.000 (0.000) -0.000 (0.000) -0.000 (0.000) -0.013** (0.005) -0.000 (0.000) 0.018*** (0.004) 6017 0.1276

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10%. **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5%. ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Để cung cấp một kiểm định vững chắc, bài nghiên cứu dự định nghiên cứu hiệu ứng

quán tính giá và neo quyết định của nhà đầu tư nước ngoài trong giai đoạn thị trường

giá lên và giá xuống. Tuy nhiên, trong thời gian lấy mẫu từ quý 1 năm 2008 đến quý 4

năm 2013, thị trường chủ yếu n m trong xu hướng giảm chung, một số giai đoạn ngắn

khác thì không rõ xu hướng, do vậy bài nghiên cứu chỉ chọn một giai đoạn thị trường

giá xuống r ràng để chạy hồi quy mẫu phụ là giai đoạn từ quý 1 năm 2010 đến quý 4 năm 2012 (xem hình 1)6. Kết quả hồi quy của hai thị trường được trình bày trong

Bảng 7.

Các kết quả từ Bảng 7 ở bốn mô hình đầu lặp lại những kết luận đã đề cập trước đây,

nhà đầu tư nước ngoài có khuynh hướng là những nhà giao dịch theo quán tính giá với

khung thời gian để tính tỷ suất sinh lợi là 6 tháng và 12 tháng. Tuy nhiên trong bốn

mô hình cuối từ mô hình 5 đến 8, có một kết quả thú vị r ng nhà đầu tư nước ngoài có

xu hướng áp dụng một chiến lược giao dịch đảo ngược, với hệ số của tỷ suất sinh lợi

quá khứ 1 quý âm trong mô hình 1. Tuy nhiên, hạng tử tương tác thì dương có ý

ngh a, hàm ý r ng nhà đầu tư nước ngoài quay về một chiến lược quán tính giá nếu tỷ

lệ sở hữu trước đây cao hơn trong thị trường giá xuống. Đối với khung thời gian 6

tháng, kết quả cũng cho thấy tỷ lệ sở hữu lịch sử có thể là chiếc neo để điều chỉnh mối

quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ và tỷ suất sinh lợi tương lai. Kết quả của các

biến kiểm soát cũng có một chút khác biệt. Trong thị trường giá xuống, quy mô doanh

nghiệp không phải là nhân tố tác động đến quyết định nắm giữ chứng khoán của nhà

đầu tư nước ngoài. Thay vào đó, nhà đầu tư nước ngoài sẽ ưu tiên cho các chứng

6 Trong nghiên cứu tài chính, có nhiều cách tiếp cận để tìm ra thị trường giá lên và giá xuống (như là Fabozzi và Francis, 1977). Nghiên cứu này theo sau định ngh a của Lunde và Timmermann s (2004) cho r ng thị trường chứng khoán đi từ trạng thái giá lên sang trạng thái giá xuống nếu giá chứng khoán giảm môt tỷ lệ phần trăm kể từ đỉnh cao nội địa trong thị trường giá lên trước đó. Theo định ngh a của họ, những chuyển động ngược chiều trong giá chứng khoán trong một thị trường giá lên sẽ không bị bác bỏ. Định ngh a này cũng tương tự với định ngh a đầu tư của Fabozzi và Francis (1977) và Pagan và Sossounov (2003).

khoán có tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu cao.

Bảng 7. Tác động của neo quyết định đến hiệu ứng giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam giai đoạn thị

trường giá xuống từ quý 1/2010 đến quý 4/2012. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Các hệ số của hệ số chặn, biến giả

năm và quý không được trình bày ở đây.

Mô hình 1

Mô hình 2

Mô hình 3

Mô hình 4

Mô hình 5

Mô hình 6

Mô hình 7

Mô hình 8

-0.282*** (0.041) 0.0002 (0.0009)

-0.279*** (0.042) 0.0017** (0.0008)

-0.284*** (0.043) 0.0007 (0.0007)

-0.287*** (0.044) 0.0014* (0.0008)

-0.281*** (0.041) -0.0015* (0.0009) 0.0325* (0.0187)

-0.278*** (0.041) 0.0001 (0.0008) 0.0312** (0.0129)

-0.284*** (0.043) -0.0001 (0.0006) 0.0111 (0.0089)

-0.286*** (0.044) 0.0007 (0.0007) 0.0103 (0.0070)

kiểm

Biến soát

0.0016 (0.0023) -0.0002 (0.0005) -0.0007* (0.0004) 0.0043 (0.0029) -0.0120** (0.006) -0.0027 (0.0017)

N R2

0.0010 (0.0021) -0.0002 (0.0005) -0.0006 (0.0004) 0.0054* (0.0030) -0.0137** (0.0054) -0.0007 (0.0011) 0.0101** (0.0042) 4832 0.1582

0.0008 (0.0021) -0.0002 (0.0005) -0.0008** (0.0004) 0.0052* (0.0030) -0.0129** (0.0055) -0.0012 (0.0012) 0.0096** (0.0042) 4750 0.1548

0.0013 (0.0022) -0.0002 (0.0005) -0.0007 (0.0004) 0.0052* (0.0030) -0.0133** (0.0057) -0.0015 (0.0014) 0.011*** (0.0043) 4642 0.1579

0.0015 (0.0023) -0.000 (0.0005) -0.0008* (0.0004) 0.0046 (0.0029) -0.0127** (0.0060) -0.0026 (0.0016) 0.013*** (0.0043) 4519 0.1586

0.0008 (0.0020) -0.0002 (0.0005) -0.0005 (0.0004) 0.0053* (0.0029) -0.014** (0.0054) -0.0007 (0.0011) 0.010** (0.0041) 4832 0.1597

0.0005 (0.0021) -0.0002 (0.0005) -0.0007* (0.0004) 0.0049* (0.0029) -0.0128** (0.0054) -0.0012 (0.0012) 0.009** (0.0041) 4750 0.1577

0.0013 (0.0022) -0.0002 (0.0005) -0.0006 (0.0004) 0.0051* (0.0030) -0.0130* (0.0057) -0.0016 (0.0014) 0.011*** (0.0043) 0.013*** (0.0043) 4642 0.1589

4519 0.1600

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Ngoài ra biến hệ số luân chuyển Tover cũng có ý ngh a thống kê rải rác ở một số

khung thời gian khác nhau với hệ số âm cho thấy nhà đầu tư nước ngoài giảm sở hữu

của họ trong một chứng khoán nếu tỷ lệ vòng quay của chứng khoán cao. Kết quả này

có thể cho thấy nhà đầu tư nước ngoài ở Việt Nam là những người theo đuổi chiến

lược mua và nắm giữ trong dài hạn.

Để xác định tác động của khung thời gian nào đến hành vi giao dịch theo quan tính giá

và neo quyết định của nhà đầu tư nước ngoài nhiều nhất, hay nói các khác là xác định

k tối ưu cho , nghiên cứu áp dụng kiểm định bao vòng (encompassing test)

của Fair và Shiller (1990). Kiểm định Fair-Shiller được áp dụng để lựa chọn một mô

hình thích hợp (k phù hợp) có thể phác họa tốt hơn hành vi giao dịch của nhà đầu tư

nước ngoài.

Kiểm định Fair-Shiller là một loại kiểm định bao vòng có thể xác định được những dự

báo từ mô hình nào chứa nhiều thông tin độc lập hơn. Kiểm định này dựa trên mô

hình hồi quy sau: ( ̂ ) ( ̂ ) , với ̂ và ̂ là những dự báo của tạo ra từ mô hình m và n tương ứng, tại thời điểm t-1. Nếu cả hai mô hình m và n đều không chứa bất kỳ thông tin nào hữu ích cho dự báo tại

thời điểm t-1 thì ước lượng của và sẽ b ng 0. Nếu mô hình m không chứa đựng

thông tin nào nhưng mô hình n lại có các thông tin có liên quan đến việc dự báo thì

ước lượng của sẽ b ng 0 và sẽ khác 0. Ngoài ra nếu chuỗi dữ liệu là một chuỗi

tích hợp (integrated process) ta có thể hồi quy chuỗi gốc thay cho sự thay đổi (sai

phân) của chuỗi gốc theo giá trị dự báo cho chuỗi gốc và h ng số. Khi đó, sẽ có điều

kiện ràng buộc là tổng của và sẽ b ng 1. Ở đây, do sự thay đổi của tỷ lệ sở hữu

là một chuỗi dừng nên bài viết áp dụng mô hình hồi quy theo chuỗi gốc.

Bảng 8 liệt kê những so sánh của những cặp mô hình thông qua kiểm định Fair-

Shiller. Bảng 8 cho thấy r ng mô hình 1 bị chi phối bởi những mô hình 2, 3 và 4. Ví

dụ, trong dòng đầu tiên của bảng 7, những hệ số của mô hình 1 và 2 là 0,001 và 0,999,

chỉ ra r ng mô hình 2 ưu việt hơn mô hình 1. Mô hình 4 có v là mô hình tốt nhất,

hàm ý r ng việc sử dụng tỷ suất sinh lợi một năm lũy kế có thể dự báo tốt hơn hành vi

giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài. Về bốn mô hình cuối, mô hình

8 sử dụng tỷ suất sinh lợi một năm trước, vẫn vượt trội hơn ba mô hình còn lại. Do đó,

một lần nữa cho thấy việc sử dụng tỷ suất sinh lợi một năm lũy kế có thể dự báo tốt

Bảng 8. Kiểm định Fair-Shiller để so sánh các mô hình. Bảng này trình bày các ước lượng

OLS cho kiểm định Fair-Shiller. Mô hình 1-8 giống như trong Bảng 6. Giai đoạn mẫu từ quý

1/2008 đến quý 4/2013. Thống kê t theo Newey và West (1987) được trình bày trong ngoặc

đơn.

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 5 Mô hình 6 Mô hình 7 Mô hình 8

(1)

0.999*** (2.828)

(2)

0.998*** (3.521)

(3)

0.998 (5.286)

0.001 (0.003) 0.002 (0.008) 0.0020 (0.0094)

(4)

1.006** (2.415)

(5)

-0.007 (-0.016) 0.031 (0.121)

(6)

0.049 (0.165)

0.974** (4.106) 0.957*** (3.370)

(7)

1.028*** (3.052)

(8)

0.961*** (3.262)

(9)

-0.029 (-0.084) 0.042 (0.132) 0.025 (0.114)

0.979*** (5.181)

(10)

0.805** (1.997)

(11)

0.202 (0.474) 0.103 (0.424)

(12)

0.032 (0.113)

0.913*** (4.184) 0.972*** (3.561)

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

hơn hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài.

Tóm lại, với giả định các nhà đầu tư s n lòng mua nhiều cổ phiếu của một chứng

khoán hơn bởi vì họ kỳ vọng một tỷ suất sinh lợi tốt hơn trong tương lai, nghiên cứu

tìm thấy r ng nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng là những nhà giao dịch theo quán

tính giá, trong khi mức độ của hành vi giao dịch theo quán tính giá bị neo theo tỷ lệ sở

hữu trước đây. Do vậy, cần thiết để xem x t liệu một chiến lược quán tính giá có sinh

lợi ở thị trường chứng khoán Việt Nam hay không. Hơn nữa, nghiên cứu này cũng sẽ

xem x t liệu tỷ lệ sở hữu trước đây có thể cải thiện chiến lược quán tính giá không.

Phân tích tương ứng được trình bày trong phần tiếp theo.

4 h n ng inh ợi của hành vi giao dịch theo uán t nh giá của nhà đầu tư nước

ngoài

Bảng 9 và Bảng 10 liệt kê những kết quả đạt được b ng cách ước tính Phương trình

(4) và (5). Chúng tôi hồi quy tỷ suất sinh lợi tương lai theo tỷ suất sinh lợi quá khứ

thông qua mô hình fixed-effect cho các quan sát chéo. Các cột trong bảng trình bày

việc liệu tỷ suất sinh lợi quá khứ có thể dự đoán tỷ suất sinh lợi tương lai từ t-1 đến t

(trong Bảng 9) và từ t-1 đến t+1 (trong Bảng 10) như thế nào. Nói cách khác, giá

chứng khoán thay đổi như thế nào trong những quý tiếp theo, với dữ liệu cụ thể của tỷ

suất sinh lợi quá khứ và đặc tính của doanh nghiệp.

Kết quả trong bảng 9 trình bày tỷ suất sinh lợi quá khứ thì tương quan dương và có ý

ngh a với tỷ suất sinh lợi 1 quý tiếp theo, chỉ ra r ng có hiệu ứng quán tính giá ở thị

trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn này. Điều này cũng hàm ý r ng tính

trung bình hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài thì mang lại

lợi nhuận. Khi cho thêm các biến hạng tử tương tác vào mô hình, các kết quả cho mô

hình từ 5-8 có phần không đồng nhất. Trong khi dấu của hạng tử tương tác dương và

có ý ngh a trong mô hình 5 nhưng lại âm trong mô hình 8. Điều này cho thấy tỷ lệ sở

hữu nước ngoài trước đây có thể điều chỉnh mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ

và tương lai tùy thuộc vào khoảng thời gian tính tỷ suất sinh lợi. Nếu sử dụng tỷ suất

sinh lợi 1 quý trước để giao dịch theo quán tính giá thì neo có thể làm gia tăng lợi

nhuận của chiến lược này trong một quý tiếp theo. Nhưng nếu sử dụng tỷ suất sinh lợi

4 quý lũy kế trước đây để giao dịch theo chiến lược quán tính giá thì mốc neo có thể

làm suy giảm lợi nhuận của chiến lược này trong 3 tháng tiếp theo.

Bảng 9. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá đối với tỷ suất sinh lợi một quý trong

tương lai. Bảng này trình bày những kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi tương lai 1

quý của chứng khoán i từ t-1 đến t ( theo tỷ suất sinh lợi quá khứ 1, 2, 3, 4 quý lũy kế

trước đó và các đặc tính của doanh nghiệp tại thời điểm t-1. Thời kỳ mẫu là từ quý 1/2008

đến quý 4/2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn.

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 5 Mô hình 6 Mô hình 7 Mô hình 8

0.104 (0.102)

0.203* (0.123)

0.016 (0.104)

0.102 (0.101)

0.183 (0.119)

0.013 (0.103)

-0.005 (0.099) 0.096*** (0.014)

-0.013 (0.097) 0.074*** (0.016)

0.019*** (0.007)

0.016* (0.009)

0.046*** (0.007)

0.047*** (0.009)

0.066*** (0.007)

0.299*** (0.110)

0.036 (0.052)

-0.013 (0.041)

0.075*** (0.008) -0.119*** (0.044)

Biến kiểm soát

-0.206*** (0.011) -0.016** (0.007)

0.001***

-0.201*** (0.011) -0.017** (0.007) 0.002*** (0.001) -0.006*** (0.001) -0.219*** (0.072) -0.001 (0.002) -0.086 (0.067) 7502 0.1067

(0.000) -0.006*** (0.001) -0.216*** (0.069) -0.001 (0.002) -0.072 (0.069) 7646 0.1104

N R2

-0.258*** (0.014) -0.012* (0.007) 0.001 (0.001) -0.006*** (0.001) -0.258*** (0.084) -0.002* (0.001) -0.037 (0.073) 6917 0.1288

-0.206*** (0.011) -0.016** (0.007) 0.001*** (0.000) -0.006*** (0.001) -0.213*** (0.069) -0.001 (0.002) -0.073 (0.069) 7646 0.1115

-0.201*** (0.011) -0.017** (0.007) 0.002*** (0.001) -0.006*** (0.001) -0.218*** (0.072) -0.001 (0.002) -0.086 (0.067) 7502 0.1067

-0.222*** (0.012) -0.014** (0.007) 0.001 (0.001) -0.006*** (0.001) -0.223*** (0.072) -0.002 (0.001) -0.082 (0.069) 7328 0.1122

-0.257*** (0.014) -0.012* (0.007) 0.001 (0.001) -0.006*** (0.001) -0.260*** (0.084) -0.002* (0.001) -0.036 (0.073) 6917 0.1297

-0.222*** (0.012) -0.014** (0.007) 0.001 (0.001) -0.006*** (0.001) -0.223*** (0.072) -0.002 (0.001) -0.082 (0.068) 7328 0.1122 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Bảng 10. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá đối với tỷ suất sinh lợi hai quý trong

tương lai. Bảng này trình bày những kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi trong 2 quý

của chứng khoán i từ t-1 đến t+1 ( theo tỷ suất sinh lợi quá khứ 1, 2, 3, 4 quý lũy

kế trước đó và các đặc tính của doanh nghiệp tại thời điểm t-1. Thời kỳ mẫu là từ quý 1/2008

đến quý 4/2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi

quy không kèm theo hệ số chặn.

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 5 Mô hình 6 Mô hình 7 Mô hình 8

0.409* (0.232)

0.394* (0.226)

0.259 (0.241)

0.429* (0.237)

0.422* (0.233)

0.247 (0.238)

0.127 (0.238) 0.041* (0.022)

0.126 (0.238) 0.038** (0.018)

0.034** (0.014)

0.049*** (0.017)

0.079*** (0.014)

0.103*** (0.017)

0.060*** (0.011)

-0.042 (0.131)

-0.198** (0.090)

-0.302** (0.081)

0.080*** (0.014) -0.267*** (0.079)

Biến kiểm soát

-0.448*** (0.031) -0.025** (0.010)

0.001***

-0.480*** (0.031) -0.014 (0.009) 0.001 (0.001) 0.267*** (0.076) -0.441*** (0.161) 0.012*** (0.004) 0.006 (0.105) 6922 0.1811

(0.000) 0.308*** (0.092) -0.415*** (0.156) 0.015** (0.006) -0.047 (0.104) 7240 0.1706

N R2

-0.472*** (0.031) -0.017* (0.009) 0.001 (0.001) 0.248*** (0.070) -0.381** (0.153) 0.011*** (0.003) -0.229** (0.098) 6511 0.1719

-0.448*** (0.031) -0.025** (0.010) 0.001** (0.001) 0.308*** (0.092) -0.415*** (0.156) 0.015** (0.006) -0.046 (0.104) 7240 0.1707

-0.453*** (0.030) -0.018* (0.009) 0.001** (0.001) 0.288*** (0.083) -0.417*** (0.159) 0.013*** (0.005) -0.034 (0.103) 7096 0.1746

-0.479*** (0.030) -0.014 (0.009) 0.001 (0.001) 0.266*** (0.075) -0.447*** (0.161) 0.012*** (0.004) 0.012 (0.105) 6922 0.1832

-0.471*** (0.031) -0.017* (0.009) 0.001 (0.001) 0.248*** (0.070) -0.387** (0.153) 0.011*** (0.003) -0.224** (0.098) 6511 0.1738

-0.453*** (0.030) -0.018** (0.009) 0.001** (0.001) 0.289*** (0.083) -0.413*** (0.159) 0.013*** (0.005) -0.035 (0.104) 7096 0.1704 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Bảng 10 cho thấy tỷ suất sinh lợi quá khứ và các đặc tính doanh nghiệp dự đoán tỷ

suất sinh lợi cho 2 quý tiếp theo như thế nào. Nói chung những kết quả này thì nhất

quán với những gì đã đề cập ở trên, tức là hiệu ứng quán tính giá ở Việt Nam có thể

tồn tại nhiều hơn 6 tháng. Tuy nhiên, hạng tử tương tác ở đây đều âm và có ý ngh a

thống kê, hàm ý r ng khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá giảm nếu tỷ lệ sở

hữu trước đây của chứng khoán cao. Phát hiện này hàm ý r ng lệch lạc neo trong hành

vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài đã làm suy giảm hiệu quả

của chiến lược này. Do vậy, có thể đề xuất là tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây gây ra

hiệu ứng neo trong hành vi quán tính giá của nhà đầu tư nước ngoài, nhưng hiệu ứng

neo này không thể tạo ra tỷ suất sinh lợi dương trong tương lai. R ràng r ng theo kết

quả này, giả thuyết 3 được củng cố và dấu âm của hạng tử tương tác thì nhất quán với

những kỳ vọng của nghiên cứu.

Những kết quả ở trên hàm ý r ng sự thay đổi của giá có thể được dự đoán bởi tỷ suất

sinh lợi quá khứ của chúng và tỷ lệ sở hữu nước ngoài thông qua hiệu ứng neo có thể

ảnh hưởng lên lợi nhuận từ chiến lược quán tính giá. Do đó, có v như điều này đối

lập với lý thuyết thị trường hiệu quả (EMH). Theo EMH, giả định cơ bản là các nhà

đầu tư là lý trí, hoặc ít nhất hành vi của nhà đầu tư xảy ra ngẫu nhiên (Shleifer

(2000)). Tuy nhiên, nghiên cứu này cho thấy là nhà đầu tư nước ngoài bị ảnh hưởng

bởi tâm lý hành vi và phi lý trí vì lệch lạc nhận thức (lệch lạc neo) của họ là đáng kể

và xảy ra không ngẫu nhiên. Do vậy, thị trường chứng khoán Việt Nam không tương

thích với thuyết thị trường hiệu quả.

Về các biến kiểm soát, kết quả cho thấy r ng nhìn chung những doanh nghiệp có quy

mô nhỏ với tỷ lệ nợ thấp và hệ số beta thấp tạo ra tỷ suất sinh lợi kỳ vọng cao hơn.

Tác động của tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE đến tỷ suất sinh lợi chứng

khoán có phần không thống nhất với hệ số âm có ý ngh a đối với tỷ suất sinh lợi 1 quý

tiếp theo và dương có ý ngh a với tỷ suất sinh lợi 2 quý tiếp theo. Tuy nhiên mức ảnh

hưởng kinh tế của ROE đến tỷ suất sinh lợi 1 quý tiếp theo rất nhỏ trong khi ROE tác

động đến tỷ suất sinh lợi 2 quý tiếp theo với cả mức ý ngh a kinh tế và thống kê cao.

Do vậy, tính trung bình, những doanh nghiệp với ROE cao có tỷ suất sinh lợi kỳ vọng

cao hơn. Tương tự, tỷ số giá trị thị trường trên giá sổ sách P/B có kết quả không thống

nhất nhưng tính trung bình P/B có tác động dương đối với tỷ suất sinh lợi qua một giai

đoạn thực tế (ex post) lâu hơn. Điều này cho thấy những doanh nghiệp tăng trưởng tạo

ra tỷ suất sinh lợi kỳ vọng cao hơn. Tỷ lệ vòng quay chứng khoán có kết quả không rõ

ràng với một tác động dương đến tỷ suất sinh lợi nhưng rất thấp. Trong các nhân tố

này thì tỷ lệ nợ và quy mô doanh nghiệp tác động đến tỷ suất sinh lợi với mức ý ngh a

kinh tế cao, hàm ý r ng tỷ lệ nợ và quy mô doanh nghiệp có thể dự báo tốt cho thành

quả trong tương lai của doanh nghiệp.

4.2.3. Kiểm định tính bền vững của kết qu nghiên c u (robustness test)

Có thể tranh luận r ng những biến phụ thuộc trong phương trình hồi quy tỷ suất sinh

lợi (4) và (5) bị nội sinh. Nguyên nhân có thể là do mối quan hệ nhân quả hai chiều

giữa tỷ suất sinh lợi và mức độ sở hữu nước ngoài. Theo Badrinath và Wahal (2002),

tỷ suất sinh lợi dương có thể tạo ra sự gia tăng của tỷ lệ sở hữu nước ngoài trong suốt

giai đoạn t-1 đến t. Theo thiết kế ban đầu, mối quan hệ nhân quả ngược chiều này đã

dược giảm thiểu một phần do bài nghiên cứu xem xét các biến phụ thuộc trễ một giai

đoạn so với biến độc lập. Ở một khía cạnh nào đó, sự khác biệt về thời gian giữa tỷ

suất sinh lợi và mức độ sở hữu nước ngoài làm giảm nhẹ mối lo ngại về vấn đề nhân

quả ngược chiều. Tuy nhiên, để đảm bảo kết quả của nghiên cứu được vững chắc, bài

viết đã áp dụng tỷ suất sinh lợi trì hoãn (delayed return) như là biến phụ thuộc cho

phương trình (4) và (5) theo Jegadeesh và Titman (2001). Phương trình (4) và (5) sẽ

được chạy lại và những kết quả ước tính được trình bày trong Bảng 11 và 12.

Bảng 11. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá sử dụng tỷ suất sinh lợi trì hoãn.

Bảng này trình bày những kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi trì hoãn của chứng

khoán i từ t đến t+1 ( theo tỷ suất sinh lợi quá khứ 1, 2, 3, 4 quý lũy kế trước đó và

các đặc tính của doanh nghiệp tại thời điểm t-1. Thời kỳ mẫu là từ quý 1/2008 đến quý

4/2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không

kèm theo hệ số chặn.

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 5 Mô hình 6 Mô hình 7 Mô hình 8 0.261*** 0.256*** (0.086) (0.085)

0.295*** (0.111)

0.336*** (0.112)

0.350*** (0.115)

0.304*** (0.114)

0.195* (0.114) -0.049*** (0.011)

0.201* (0.116) -0.028** (0.013)

0.035*** (0.007)

0.047*** (0.009)

0.042*** (0.007)

0.059*** (0.009)

0.016*** (0.005)

-0.286*** (0.093)

-0.144*** (0.052)

-0.212*** (0.044)

0.020*** (0.006) -0.046 (0.034)

Biến kiểm soát

-0.223*** (0.013) -0.022*** (0.007)

0.000

-0.245*** (0.013) -0.015** (0.007) -0.001** (0.000) 0.128*** (0.029) -0.145* (0.075) 0.016*** (0.001) 0.110 (0.080) 7096 0.1199

(0.000) 0.128*** (0.029) -0.142* (0.076) 0.018*** (0.002) 0.105 (0.079) 7240 0.1183

N R2

-0.217*** (0.013) -0.019*** (0.007) 0.0005** (0.000) 0.105*** (0.036) -0.046 (0.064) 0.015*** (0.001) -0.126* (0.073) 6511 0.1040

-0.223*** (0.013) -0.022*** (0.007) 0.000 (0.000) 0.127*** (0.029) -0.145* (0.076) 0.018*** (0.002) 0.107 (0.079) 7240 0.1194

-0.245*** (0.013) -0.015** (0.007) -0.001** (0.000) 0.127*** (0.030) -0.148** (0.075) 0.016*** (0.001) 0.110 (0.080) 7096 0.1206

-0.251*** (0.014) -0.015** (0.007) -0.001** (0.000) 0.118*** (0.032) -0.155** (0.079) 0.016*** (0.001) 0.155* (0.081) 6922 0.1223

-0.217*** (0.013) -0.019*** (0.007) 0.0005** (0.000) 0.105*** (0.036) -0.047 (0.064) 0.015*** (0.001) -0.125* (0.073) 6511 0.1041

-0.252*** (0.014) -0.015** (0.007) -0.001** (0.000) 0.119*** (0.032) -0.151* (0.078) 0.016*** (0.001) 0.151* (0.081) 6922 0.1199 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Bảng 12. Khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá sử dụng tỷ suất sinh lợi trì hoãn.

Bảng này trình bày những kết quả của mô hình hồi quy tỷ suất sinh lợi trì hoãn của chứng

khoán i từ t đến t+2 ( theo tỷ suất sinh lợi quá khứ 1, 2, 3, 4 quý lũy kế trước đó và

các đặc tính của doanh nghiệp tại thời điểm t-1. Thời kỳ mẫu là từ quý 1/2008 đến quý

4/2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không

kèm theo hệ số chặn.

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3 Mô hình 4 Mô hình 5 Mô hình 6 Mô hình 7 Mô hình 8 0.373*** 0.374*** (0.133) (0.134)

0.610*** (0.208)

0.660*** (0.208)

0.616*** (0.211)

0.663*** (0.211)

0.514** (0.211) -0.038** (0.018)

0.517** (0.213) -0.001 (0.022)

0.099*** (0.014)

0.125*** (0.018)

0.026* (0.014)

0.055*** (0.017)

0.021** (0.011)

0.019* (0.012) 0.024 (0.046)

-0.511*** (0.188)

-0.326*** (0.107)

-0.370*** (0.073)

Biến kiểm soát

-0.428*** (0.035) -0.043*** (0.011)

0.000

-0.428*** (0.034) -0.033*** (0.010) -0.001** (0.000) 0.057 (0.069) -0.321** (0.135) 0.037* (0.020) 0.681*** (0.122) 6686 0.1576

(0.000) 0.053 (0.067) -0.336** (0.136) 0.089*** (0.020) 0.672*** (0.121) 6830 0.1474

N R2

-0.273*** (0.027) -0.044*** (0.009) 0.000 (0.000) -0.034 (0.047) -0.033 (0.094) -0.008 (0.023) 0.276*** (0.095) 6101 0.1311

-0.427*** (0.035) -0.042*** (0.011) 0.000 (0.000) 0.052 (0.067) -0.341** (0.137) 0.089*** (0.020) 0.674*** (0.120) 6830 0.1490

-0.427*** (0.034) -0.033*** (0.010) -0.001** (0.000) 0.055 (0.068) -0.330** (0.136) 0.036* (0.020) 0.682*** (0.121) 6686 0.1594

-0.427*** (0.036) -0.036*** (0.010) -0.001*** (0.000) 0.036 (0.063) -0.321** (0.140) 0.069*** (0.024) 0.749*** (0.122) 6512 0.1512

-0.273*** (0.027) -0.044*** (0.009) 0.000 (0.000) -0.034 (0.047) -0.032 (0.094) -0.008 (0.023) 0.275*** (0.095) 6101 0.1311

-0.428*** (0.036) -0.036*** (0.010) -0.001*** (0.000) 0.038 (0.064) -0.312** (0.140) 0.068*** (0.024) 0.743*** (0.123) 6512 0.1480 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Các kết quả trong hai bảng 11 và 12 có phần tương đồng với kết quả ở trên. Đa phần

dấu của tỷ suất sinh lợi quá khứ (Returnt-k:t-1) dương có ý ngh a, chỉ ra r ng hiệu ứng

quán tính giá có tồn tại, thậm chí khi tỷ suất sinh lợi tương lai bị trì hoãn được sử

dụng. Tuy nhiên, dấu của tỷ suất sinh lợi 1 quý quá khứ âm có ý ngh a cho thấy trong

ngắn hạn có thể có hiện tượng đảo ngược. Dấu của các hệ số tương tác đều âm có ý

ngh a minh họa khả năng sinh lợi của chiến lược quán tính giá giảm nếu tỷ lệ sở hữu

trước đây của chứng khoán cao. Vì vậy, có thể khẳng định r ng lệch lạc neo trong

hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư thì không tạo ra lợi nhuận.

Tóm lại những kết quả trên đã hỗ trợ giả thuyết của bài nghiên cứu, cho thấy là nh ng

nhà đầu tư nướ ng ài u hướng ng hiến lượ gi ị h th u n t nh

gi và th thật iế đượ lợi nhuận ởi hành vi ủ h n n nh ng

h t hiện h trợ hành vi gi ị h th u n t nh gi ủ nhà đầu tư nướ ng ài ị

n th t lệ ở h u trướ đ ủ ột hứng h n nhưng hiệu ứng n nà

h ng th ung ấ ột lợi nhuận ư ng tr ng thị trường hứng h n iệt Nam.

Kết quả này cũng tương tự với kết quả của L.C. Liao, R.Y. Chou và B.H. Chiu (2013)

tìm thấy ở thị trường Đài Loan.

4.3. Tác động của tỷ lệ sở hữu nƣớc ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

4.3.1. Kết qu chính

Để kiểm định tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi,

bài nghiên cứu thực hiện hồi quy phương trình (6) cụ thể như sau:

Các kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 13. Mô hình (1) và (2) sử dụng

logarith tự nhiên của tỷ suất sinh lợi bình phương (VL) và mô hình (3) và (4) sử dụng

độ lệch chu n (SD) của tỷ suất sinh lợi hàng ngày làm đại diện cho độ bất ổn. Kết quả

chung cho thấy các tỷ lệ sở hữu không có tác động đến độ bất ổn trong mô hình có

biến phụ thuộc là SD. Theo mô hình (1) trong Bảng 13, hệ số hồi quy của tỷ lệ sở hữu

nước ngoài trung bình (Fin) dương và có ý ngh a thống kê ở mức 5%, chỉ ra r ng tỷ lệ

sở hữu cao hơn của những nhà đầu tư nước ngoài trung bình dẫn đến một mức rủi ro

cao hơn của tỷ suất sinh lợi chứng khoán công ty tương ứng. Vì vậy, những nhà đầu tư

nước ngoài đóng vai trò làm bất ổn thị trường Việt Nam. Tuy nhiên, dấu của Fin lại

âm và không có ý ngh a thống kê trong ba mô hình còn lại cho thấy một tác động chưa

rõ ràng của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi. Hệ số hồi quy

của tỷ lệ sở hữu Nhà nước State trong mô hình (1) là dương và có ý ngh a thống kê ở

mức 1% cho thấy sự gia tăng trong nắm giữ cổ phần của Chính phủ có thể làm tăng

mức độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Hiệu ứng làm gia tăng bất ổn này phù

hợp với kỳ vọng của bài nghiên cứu r ng tỷ lệ sở hữu Nhà nước thể hiện thực tiễn

quản trị yếu k m do những mối quan tâm về chính trị. Ngược lại, hệ số của tỷ lệ sở

hữu của nhà đầu tư nội địa khác Dom lại mang dấu âm có ý ngh a trong mô hình (2)

cho thấy vai trò làm giảm sự bất ổn của các nhà đầu tư này. Điều này có thể được lý

giải là do nhà đầu tư nội địa nắm giữ tỷ lệ sở hữu lớn nhất, có khả năng chi phối

doanh nghiệp và có lợi ích mật thiết trong các chiến lược đầu tư vào doanh nghiệp

cũng như thành quả của doanh nghiệp. Do vậy, họ có thể giúp ổn định hóa thị trường,

đặc biệt là các nhà đầu tư tổ chức lớn. Ngoài ra, những hệ số hồi quy của biến Size

cho thấy dấu âm có ý ngh a thống kê trong cả bốn mô hình hồi quy, thống nhất với kỳ

vọng. Hệ số của Tover dương có ý ngh a tại mức ý ngh a 5% cho cả hai thước đo độ

bất ổn đã sử dụng. Điều này xác nhận r ng tỷ lệ vòng quay của chứng khoán càng cao

thì rủi ro của tỷ suất sinh lợi càng cao, phù hợp với kỳ vọng và thống nhất với Li và

cộng sự (2011). nh hưởng này cũng có ý ngh a kinh tế. Xem mô hình (4) là một ví

dụ, một độ lệch chu n tăng trong Tover có thể tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi trong

doanh nghiệp Việt Nam lên 0,037% (0,001 * 0,3744), tức 1,05% của mức trung bình

của nó (0,037/3,55). Hệ số của Lev âm có ý ngh a trong những hồi quy với SD là biến

phụ thuộc. Điều này trái ngược với kỳ vọng, cho thấy r ng những doanh nghiệp có tỷ

lệ đòn b y cao có thể chọn để giảm rủi ro của doanh nghiệp. Tuy nhiên, tác động kinh

tế của Lev đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi là rất nhỏ. Những biến trễ của biến giải

thích (LagVL và LagSD) dương có ý ngh a, cung cấp b ng chứng về sự tồn tại của

tương quan dương trong rủi ro tỷ suất sinh lợi.

Bảng 13. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài: mô hình

cơ sở. Biến phụ thuộc là logarith của tỷ suất sinh lợi hàng ngày bình phương (VL) trong Bảng

và độ lệch chu n của tỷ suất sinh lợi chứng khoán hàng ngày (SD) trong Bảng B. Các biến

độc lập bao gồm: FIN là tổng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài. STATE là tổng tỷ lệ sở

hữu của Nhà nước. DOM là tổng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nội địa khác ngoài Nhà nước.

SIZE là logarith tự nhiên của giá trị vốn hóa thị trường cuối năm. TOVER là trung bình năm

của tỷ lệ cổ phần giao dịch trong ngày chia cho số cổ phần đang lưu hành. LEV là tỷ lệ tổng

nợ chia cho tổng vốn cổ phần cuối năm tài chính. Thời kỳ mẫu là từ 2008 đến 2013. Sai số

chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không kèm theo hệ

số chặn. Tất cả các hồi quy đều bác bỏ giả thuyết H0 của Hausman test ở mức ý ngh a 1%

theo cross-section, cho thấy mô hình tác động cố định (FE) phù hợp hơn mô hình tác động

ngẫu nhiên (RE).

Bảng A: Biến phụ thuộc là VL Bảng B: Biến phụ thuộc là SD

(1) (2) (3) (4)

Fin

-0.076 (0.338) -0.004 (0.004) State

0.656** (0.314) 0.731*** (0.164) -0.001 (0.004) 0.002 (0.002) Dom

Size

Tover

Lev

-0.001** (0.000) 0.001* (0.001) -0.00002*** (0.000) -0.002 (0.002) -0.001** (0.000) 0.001* (0.001) -0.00002*** (0.000) LagVL

-0.738*** (0.030) 0.079** (0.038) 0.003 (0.002) 0.370*** (0.025) -0.734*** (0.164) -0.738*** (0.030) 0.079** (0.038) 0.003 (0.002) 0.370*** (0.025) LagSD

1898 1898 0.248*** (0.035) 1895 0.248*** (0.035) 1895

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

0.3298 0.3297 0.5574 0.5573 N R2

Sau khi xem x t tác động trực tiếp của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn, bài

nghiên cứu tiếp tục xem xét tác động này ở khía cạnh gián tiếp. Mô hình hồi quy cơ sở

được thêm vào các biến hạng tử tương tác của tỷ lệ sở hữu nước ngoài và tỷ lệ luân

chuyển chứng khoán cũng như những hạng tử tương tác của sở hữu nước ngoài với

những sở hữu nội địa khác nhau. Mô hình hồi quy cụ thể như sau:

Các kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 14. Mô hình (5) và (6) sử dụng logarith

tự nhiên của tỷ suất sinh lợi bình phương (VL) và mô hình (7) và (8) sử dụng độ lệch

chu n (SD) của tỷ suất sinh lợi hàng ngày làm đại diện cho độ bất ổn. Kết quả chung

cho thấy trong các biến hạng tử tương tác được thêm vào, chỉ có sự tương tác giữa Fin

và Tover là âm và có ý ngh a thống kê. Khi thêm biến này vào, ảnh hưởng dương có ý

ngh a trước đó của Fin (cột 1) trở nên không có ý ngh a. Điều này cho thấy một phát

hiện thú vị: tỷ lệ sở hữu nước ngoài thông qua tính thanh khoản đã làm giảm độ bất ổn

của tỷ suất sinh lợi. Nguyên nhân có thể là do các nhà đầu tư nước ngoài ở Việt Nam

theo đuổi một chiến lược mua và nắm giữ nên đã làm giảm tính thanh khoản của

chứng khoán, từ đó làm giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp. Kết

quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây ở Việt Nam cho thấy tỷ lệ sở hữu

nước ngoài làm gia tăng giao dịch thụ động do chiến lược mua và nắm giữ. Tỷ lệ sở

hữu Nhà nước dương và có ý ngh a thống kê ở cột (5) tiếp tục cho thấy tác động làm

tăng sự bất ổn của sở hữu Nhà nước do vai trò kép vừa là người điều hành vừa là

người chơi của Chính phủ.

Bảng 14. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài: mô hình

tác động gián tiếp. Thời kỳ mẫu là từ 2008 đến 2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày

trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không kèm theo hệ số chặn. Tất cả các hồi quy đều

bác bỏ giả thuyết H0 của Hausman test ở mức ý ngh a 1% theo cross-section, cho thấy mô

hình tác động cố định (FE) phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên (RE).

Bảng C: Biến phụ thuộc là VL Bảng D: Biến phụ thuộc là SD

(5) (6) (7) (8)

Fin

State 0.061 (0.658) -0.007 (0.007)

Dom 0.327 (0.414) 0.643*** (0.174) -0.001 (0.005) 0.002 (0.002)

Size

Tover

Lev

LagVL -0.001** (0.000) 0.003** (0.001) -0.00002*** (0.000) -0.003 (0.002) -0.001** (0.000) 0.003** (0.001) -0.00002*** (0.000)

LagSD -0.742*** (0.030) 0.223*** (0.081) 0.003 (0.002) 0.366*** (0.025) -0.726*** (0.168) -0.740*** (0.030) 0.220*** (0.081) 0.003 (0.002) 0.366*** (0.025)

Fin*State 0.252*** (0.036)

Fin*Dom 1.842 (1.581) 0.253*** (0.036) 0.002 (0.018)

Fin*Tover

-0.486** (0.198) 1898 -0.293 (1.364) -0.448** (0.198) 1898 -0.006** (0.003) 1895 0.009 (0.015) -0.006** (0.003) 1895

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

N R2 0.3272 0.3286 0.5548 0.5570

4.3.2. Vấn đề nội sinh

Có thể tranh luận r ng những biến phụ thuộc trong phương trình hồi quy (6) bị nội

sinh. Để giải quyết vấn đề này, bài nghiên cứu tạo ra những hồi quy của mô hình gốc

(1)-(4) trong Bảng 13 dưới dạng sai phân bậc nhất: những thay đổi của rủi ro của tỷ

suất sinh lợi, những sai phân của biến giải thích và biến kiểm soát. So sánh với những

biến trong dạng gốc, sai phân bậc nhất giải thích những đặc điểm thay đổi theo thời

gian của doanh nghiệp, những đặc điểm không thể quan sát được và có thể là những

nhân tố chi phối của cả sự bất ổn và sở hữu nước ngoài. Bản chất dữ liệu bảng của

nghiên cứu này cho ph p tạo ra kiểm định trong nhiều hơn 1 năm, do vậy đưa ra một

mẫu chuỗi thời gian có thể cải thiện các nghiên cứu trước vốn chỉ dựa trên dữ liệu một

năm hoặc chỉ sai phân một giai đoạn thời gian. Nói cách khác, b ng cách mô hình hóa

những thay đổi của sai phân bậc nhất qua các năm, chúng tôi có thể đạt được kết luận

đáng tin cậy hơn dựa trên những mẫu gia tăng lớn, so với các nghiên cứu trước.

Những kết quả thực nghiệm được trình bày trong Bảng 15 và 16. Sau đó, đề tài cũng

sử dụng sai phân hai năm để hồi quy mô hình sai phân và kết quả được trình bày trong

Bảng 17.

Bảng 15. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài: mô hình

hồi quy sai phân. Biến phụ thuộc là logarith của tỷ suất sinh lợi hàng ngày bình phương (VL)

trong Bảng và C và độ lệch chu n của tỷ suất sinh lợi chứng khoán hàng ngày (SD) trong

Bảng B và D. Các biến độc lập bao gồm sai phân bậc một của FIN, STATE, DOM, SIZE,

TOVER, LEV và các hạng tử tương tác FIN*ST TE, FIN*DOM, FIN*TOVER. Thời kỳ

mẫu là từ 2008 đến 2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày trong ngoặc đơn. Bảng kết

quả hồi quy không kèm theo hệ số chặn và các biến giả năm. Tất cả các hồi quy đều bác bỏ

giả thuyết H0 của Hausman test ở mức ý ngh a 1%, cho thấy mô hình tác động cố định (FE)

phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên (RE).

(2)

Bảng B: Biến phụ thuộc là SD (3)

1487 0.2892

(6)

Bảng A: Biến phụ thuộc là VL (4) (1) 0.009* (0.005) 1.256*** (0.336) 1.167*** (0.359) 0.006 (0.004) Fin -0.003 (0.003) -0.089 (0.191) 0.089 (0.191) State 0.003 (0.003) Dom 0.000 (0.000) 0.000 (0.000) -0.068* (0.035) -0.068* (0.035) Size 0.001 (0.000) 0.001 (0.000) 0.037* (0.020) 0.037* (0.020) Tover -0.00001*** (0.000) -0.00002*** (0.000) 0.001** (0.001) 0.001** (0.001) Lev 0.329*** (0.033) 0.329** (0.033) LagVL 0.067* (0.036) 0.067* (0.036) LagSD 1484 1484 1487 N R2 0.0232 0.2892 0.0232 Bảng D: Biến phụ thuộc là SD Bảng C: Biến phụ thuộc là VL (5) (7) 1.312*** (0.346) 1.175*** (0.344) 0.008** (0.003) Fin 0.036 (0.195) State -0.077 (0.190) Dom -0.071** (0.035) -0.071** (0.035) Size 0.033 (0.026) 0.033 (0.026) Tover 0.001** (0.001) 0.001** (0.001) Lev 0.329*** (0.033) 0.329*** (0.033) LagVL LagSD Fin* State 2.686** (1.342) Fin* Dom Fin*Tover 0.625 (1.241) N R2

(8) 0.010** (0.004) 0.003 (0.002) 0.000 (0.000) 0.001** (0.000) -0.00001*** (0.000) 0.064* (0.036) -0.020 (0.026) -0.050* (0.028) 1484 0.0230

-0.004 (0.003) 0.000 (0.000) 0.001** (0.000) -0.00001*** (0.000) 0.064* (0.036) 0.036*** (0.008) -0.051* (0.029) 1484 0.0272

1487 0.2888

-1.788 (1.634) 0.688 (1.244) 1487 0.2863 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Bảng 16. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài: mô hình

hồi quy sai phân. Biến phụ thuộc là sai phân bậc một của VL trong Bảng A và C và sai phân

bậc một của SD trong Bảng B và D. Các biến độc lập bao gồm sai phân bậc một của FIN,

STATE, DOM, SIZE, TOVER, LEV và các hạng tử tương tác FIN*ST TE, FIN*DOM,

FIN*TOVER. Thời kỳ mẫu là từ 2008 đến 2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày

trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không kèm theo hệ số chặn và các biến giả năm. Tất

cả các hồi quy đều bác bỏ giả thuyết H0 của Hausman test ở mức ý ngh a 1%, cho thấy mô

hình tác động cố định (FE) phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên (RE).

Bảng A: Biến phụ thuộc là VL (1) 0.692** (0.339) 0.133 (0.210) -0.208*** (0.046) 0.013 (0.020) 0.000 (0.000)

(2) 0.559 (0.375) -0.133 (0.210) -0.208*** (0.046) 0.013 (0.020) 0.000 (0.000)

Bảng B: Biến phụ thuộc là SD (3) 0.004 (0.005) -0.002 (0.002) 0.001 (0.001) 0.000 (0.001) -0.000007* (0.000)

Fin State Dom Size Tover Lev

-0.146*** (0.037) 1487 0.2609

(4) 0.006 (0.005) 0.002 (0.002) 0.001 (0.001) 0.000 (0.001) -0.000007* (0.000) -0.347*** (0.034) 1484 0.1267

-0.146*** (0.037) 1487 0.2609 Bảng C: Biến phụ thuộc là VL (5) 0.782** (0.321) 0.055 (0.205) -0.212*** (0.045) 0.008 (0.025) 0.000 (0.000)

(6) 0.569 (0.359) -0.118 (0.203) -0.211*** (0.046) 0.008 (0.026) 0.000 (0.000)

-0.347*** (0.034) 1484 0.1267 Bảng D: Biến phụ thuộc là SD (7) 0.007 (0.004) -0.002 (0.002) 0.001 (0.001) 0.000 (0.000) -0.000007* (0.000)

LagVL LagSD N R2 Fin State Dom Size Tover Lev

LagVL LagSD Fin* State Fin* Dom Fin*Tover N R2

-0.145*** (0.037) 4.040*** (1.259) 0.718 (1.370) 1487 0.2626

-0.146*** (0.037) -2.186 (2.219) 0.798 (1.389) 1487 0.2599

-0.351*** (0.033) 0.036*** (0.008) -0.080*** (0.025) 1484 0.1328

(8) 0.005 (1.430) 0.001 (0.002) 0.001 (0.001) 0.000 (0.000) -0.000007* (0.000) -0.352*** (0.033) -0.016 (0.023) -0.079*** (0.024) 1484 0.1293

*Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Bảng 17. Mối quan hệ giữa độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi và tỷ lệ sở hữu nước ngoài: mô hình

hồi quy sai phân. Biến phụ thuộc là sai phân hai năm của VL trong Bảng A và C và sai phân

hai năm của SD trong Bảng B và D. Các biến độc lập bao gồm sai phân hai năm của FIN,

STATE, DOM, SIZE, TOVER, LEV và các hạng tử tương tác FIN*ST TE, FIN*DOM,

FIN*TOVER. Thời kỳ mẫu là từ 2008 đến 2013. Sai số chu n vững chắc được trình bày

trong ngoặc đơn. Bảng kết quả hồi quy không kèm theo hệ số chặn và các biến giả năm. Tất

cả các hồi quy đều bác bỏ giả thuyết H0 của Hausman test ở mức ý ngh a 1%, cho thấy mô

hình tác động cố định (FE) phù hợp hơn mô hình tác động ngẫu nhiên (RE).

(2) 0.895* (0.511) 0.110 (0.261) -0.400*** (0.074) 0.023 (0.030) 0.002 (0.009) 0.265*** (0.057) 1076 0.3377

(4) 0.009 (0.008) 0.002 (0.003) 0.000 (0.001) -0.001 (0.001) 0.000 (0.000) -0.056 (0.055) 1073 0.0915

(6) 0.944* (0.571)

Bảng B: Biến phụ thuộc là SD (3) 0.008 (0.007) -0.002 (0.003) 0.000 (0.001) -0.001 (0.001) 0.000 (0.000) -0.056 (0.055) 1073 0.0915 Bảng D: Biến phụ thuộc là SD (7) 0.009 (0.008)

(8) 0.007 (0.007)

Fin State Dom Size Tover Lev LagVL LagSD N R2 Fin State

Bảng A: Biến phụ thuộc là VL (1) 0.785* (0.467) -0.110 (0.261) -0.400*** (0.074) 0.023 (0.030) 0.002 (0.009) 0.265*** (0.057) 1076 0.3377 Bảng C: Biến phụ thuộc là VL (5) 0.873** (0.426) -0.164 (0.265) Dom -0.396*** (0.074) Size -0.048 (0.116) Tover 0.002 (0.008) Lev 0.267 (0.057) LagVL LagSD Fin* State 2.513** (1.069) Fin* Dom Fin*Tover 3.784 (4.863) N R2

1076 0.3357

0.002 (0.003) 0.000 (0.001) 0.002 (0.002) 0.000 (0.000) -0.052 (0.054) 0.041* (0.023) -0.156 (0.096) 1073 0.0950

0.002 (0.003) 0.000 (0.001) 0.002 (0.002) 0.000 (0.000) -0.050 (0.054) -0.071** (0.035) -0.154 (0.097) 1073 0.0900

0.093 (0.264) -0.399*** (0.074) -0.042 (0.117) 0.002 (0.009) 0.267*** (0.057) 1.928 (3.008) 3.566 (4.913) 1076 0.3357 *Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 10% **Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 5% ***Hệ số có ý ngh a thống kê ở mức 1%

Kết quả từ ba bảng 15, 16, 17 đều xác nhận tác động trực tiếp dương có ý ngh a của tỷ

lệ sở hữu nước ngoài tổng hợp đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi trong mô hình hồi

quy với biến phụ thuộc là VL. Điều này đã xác nhận kết quả của bảng 13 và 14, cho

thấy sự gia tăng của sự thay đổi nắm giữ cổ phần bởi nhà đầu tư nước ngoài sẽ làm gia

tăng sự thay đổi của độ bất ổn tỷ suất sinh lợi cấp độ doanh nghiệp. Kết quả này cũng

phần nào tương đồng với phát hiện của Linh Nguyen và Nhung Le (2013) khi họ tìm

thấy sự tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của chỉ số thị trường Việt

Nam trong ngắn hạn. Tuy nhiên, tác động dương trực tiếp của tỷ lệ sở hữu Nhà nước

và tác động âm trực tiếp của tỷ lệ sở hữu nội địa khác đã không được xác nhận trong

các mô hình này. Về tác động gián tiếp của tỷ lệ sở hữu nước ngoài, khi tương tác với

tỷ lệ sở hữu Nhà nước, tỷ lệ sở hữu nước ngoài làm tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

với hệ số dương và có ý ngh a thống kê trong cả hai mô hình hồi quy với biến phụ

thuộc là VL và SD. Điều đó có thể cho thấy tỷ lệ sở hữu nước ngoài làm tăng độ

bất ổn trong những doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu của Chính phủ cao. Kết quả này cũng

tương đồng với phát hiện của Z. Chen và cộng sự (2012) tại thị trường Trung Quốc,

nơi Nhà nước vẫn còn đóng một vai trò chi phối lớn trong nền kinh tế như Việt Nam.

Nguyên nhân có thể được giải thích là do trong những doanh nghiệp này có mức độ sở

hữu tập trung cao (chủ yếu là sở hữu Nhà nước), nhà đầu tư nước ngoài hiếm khi có

vai trò chi phối. Do vậy, họ sẽ gặp phải vấn đề bất cân xứng thông tin lớn và không

thích nắm giữ các chứng khoán này, tần suất giao dịch của chứng khoán sẽ gia tăng,

độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi của chứng khoán sẽ gia tăng. Kết luận này cũng tương

đồng với phát hiện của tác giả Võ Xuân Vinh (2010) r ng nhà đầu tư nước ngoài ưa

thích những doanh nghiệp có mức sở hữu tập trung thấp ở thị trường Việt Nam. Hệ số

của hạng tử tương tác giữa Fin và Tover âm có ý ngh a thống kê trong các mô hình

hồi quy với biến phụ thuộc là SD. Điều này một lần nữa khẳng định kết luận ở trên

r ng nhà đầu tư nước ngoài có xu hướng làm giảm tính thanh khoản của chứng khoán

thông qua chiến lược mua và nắm giữ, từ đó làm giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi.

Có một kết quả đáng lưu ý là hệ số âm có ý ngh a của biến tương tác Fin* Dom

trong mô hình (8) của Bảng 17. Kết quả này cần được khám phá k hơn ở các nghiên

cứu sau, tuy nhiên đề xuất của bài viết là trong các doanh nghiệp có tỷ lệ sở hữu nội

địa khác ngoài Nhà nước cao, tỷ lệ sở hữu nước ngoài có thể giúp ổn định tỷ suất sinh

lợi do nhà đầu tư nước ngoài có thể có các chiến lược đầu tư gắn liền với lợi ích trực

tiếp của họ, do đó họ có thể giúp ổn định hóa tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán

này, đặc biệt là các nhà đầu tư tổ chức chiến lược lớn.

Ngoài ra, những hệ số hồi quy của Size, Tover và Lev không có sự thay đổi hệ

thống. Hệ số của Size vẫn âm và có ý ngh a trong các mô hình hồi quy với biến phụ

thuộc là VL cho thấy các doanh nghiệp có quy mô càng lớn thì tỷ suất sinh lợi càng

ổn định. Hệ số của tỷ lệ vòng quay Tover dương có ý ngh a phù hợp với kết quả

chính, cho thấy tỷ lệ vòng quay của chứng khoán càng cao thì rủi ro của tỷ suất sinh

lợi càng cao. Hệ số của tỷ lệ đòn b y Lev dương có ý ngh a thống kê mạnh hơn ở các

phương trình sai phân so với phương trình chính đối với biến phụ thuộc là VL. Kết

quả này cũng phù hợp với kỳ vọng r ng những doanh nghiệp có tỷ lệ đòn b y cao sẽ

có độ bất ổn tỷ suất sinh lợi cao hơn. Mặc dù dấu của Lev trong phương trình hồi

quy với biến phụ thuộc SD âm có ý ngh a nhưng hệ số lại rất nhỏ hàm ý ý ngh a kinh

tế rất kém. Do vậy, tính trung bình có thể kết luận r ng tỷ lệ đòn b y có mối tương

quan dương với độ bất ổn tỷ suất sinh lợi. Hệ số của LagVL và LagSD âm có ý

ngh a trong phương trình hồi quy sai phân bậc một thể hiện hiệu ứng tự điều chỉnh

trong chuỗi thời gian của sai phân bậc nhất.

Qua những phân tích ở trên, bài nghiên cứu kết luận r ng t lệ sở h u nước ngoài

là gi tăng độ bất ổn của t suất sinh lợi ở mứ độ doanh nghiệp. T lệ sở h u

nước ngoài có th là tăng độ bất ổn của t suất sinh lợi nhiều h n ở các doanh

nghiệp có t lệ sở h u Nhà nướ Tu nhiên t động là gi tăng độ bất ổn

củ nhà đầu tư nước ngoài bị suy giảm thông qua tính thanh khoản do s tham gia

trên thị trường của h làm hạn chế hoạt động giao dịch chứng khoán, dẫn đến tính

thanh khoản của thị trường giảm. Hiện tượng này có th xuất phát từ chiến lược

mua- và- nắm gi củ nhà đầu tư nước ngoài.

5. THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KẾT LUẬN

5.1. Tóm lƣợc các kết quả thực nghiệm ở Việt Nam

Từ các kết quả nghiên cứu trên, đề tài đã làm rõ mục tiêu nghiên cứu ban đầu ở thị

trường chứng khoán VIệt Nam giai đoạn 2008-2013 thông qua việc trả lời các câu hỏi

nghiên cứu sau:

 Nhà đầu tư nước ngoài ở thị t ư ng Vi t Nam có giao dịch theo chiến ược quán

tính giá không và neo quyết định có nh hưởng đến chiến ược giao dịch này

không?

Các nhà đầu tư nước ngoài ở thị trường Việt Nam hành động như người giao dịch

theo quán tính giá, có ngh a là hành vi giao dịch của họ thì tương quan dương với

tỷ suất sinh lợi trong quá khứ. Hành vi giao dịch theo quán tính giá này của nhà

đầu tư nước ngoài sẽ gia tăng nếu tỷ lệ sở hữu trước đây của họ cao hơn. Hay nói

cách khác, tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây đã trở thành chiếc neo cho quyết định

đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của

L.C. Liao và cộng sự (2013) ở thị trường chứng khoán Đài Loan. Ngoài ra, còn các

đặc tính khác của chứng khoán doanh nghiệp cũng tác động đáng kể đến quyết

định của nhà đầu tư là quy mô doanh nghiệp, tỷ lệ đòn b y và tỷ suất cổ tức. Nhà

đầu tư nước ngoài thích đầu tư vào những doanh nghiệp có quy mô lớn, tỷ lệ đòn

b y thấp và tỷ suất cổ tức cao. Nghiên cứu cũng cho thấy tính thanh khoản của

chứng khoán không thực sự là đặc tính hấp dẫn đối với nhà đầu tư nước ngoài ở thị

trường Việt Nam.

 Chiến ược quán tính giá có sinh lợi ở thị t ư ng ch ng khoán Vi t Nam h ng và

tỷ ở hữu nước ngoài t ước đ c c i thi n ợi nhuận từ chiến ược uán t nh

giá này không?

Tính trung bình, chiến lược giao dịch theo quán tính giá có mang lại lợi nhuận ở

thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, khả năng sinh lợi của chiến lược

quán tính giá sẽ giảm nếu tỷ lệ sở hữu trước đây của chứng khoán cao. Điều này

hàm ý r ng lệch lạc neo trong hành vi giao dịch theo quán tính giá của nhà đầu tư

nước ngoài đã làm suy giảm hiệu quả của chiến lược này.

Ngoài ra nghiên cứu cũng cho thấy những doanh nghiệp có quy mô nhỏ, tỷ lệ nợ

thấp, hệ số beta thấp và tỷ suất sinh lợi trên vốn chủ sở hữu ROE cao sẽ có tỷ suất

sinh lợi dương trong tương lai.

 Tỷ l sở hữu nước ngoài tác động như thế nào đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

m c độ doanh nghi p ở Vi t Nam?

Tỷ lệ sở hữu nước ngoài có làm gia tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ở mức độ

doanh nghiệp. Nguyên nhân có thể do thực tiễn quản trị doanh nghiệp còn yếu kém

và quy chế quản lý chưa đầy đủ ở Việt Nam. Tỷ lệ sở hữu nước ngoài cũng có thể

làm tăng độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi nhiều hơn ở các doanh nghiệp có tỷ lệ sở

hữu Nhà nước cao. Tuy nhiên tác động làm gia tăng độ bất ổn của nhà đầu tư nước

ngoài bị suy giảm thông qua tính thanh khoản do nhà đầu tư nước ngoài có xu

hướng nắm giữ chứng khoán lâu dài làm giảm hoạt động giao dịch của chứng

khoán, thông qua đó làm giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi. Ngoài ra, các doanh

nghiệp có quy mô lớn, tỷ lệ nợ thấp và tỷ lệ luân chuyển chứng khoán thấp sẽ có tỷ

suất sinh lợi ổn định hơn.

5.2. Hàm ý từ bài nghiên cứu về hoạt động đầu tƣ của nhà đầu tƣ nƣớc ngoài ở

thị trƣờng chứng khoán Việt Nam

Qua kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu về hành vi đầu tư của nhà đầu tư nước

ngoài và tác động của họ đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán

Việt Nam giai đoạn 2008-2013, có thể thấy còn nhiều bất cập trong hành vi đầu tư của

khối ngoại, qua có cũng gây ảnh hưởng bất lợi cho các nhà đầu tư trong nước. Tuy

nhiên, đối với một nền kinh tế đang chuyển dần sang nền kinh tế thị trường và thị

trường chứng khoán đang trên đà phát triển như Việt Nam thì không thể phủ nhận lợi

ích từ dòng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài. Vì vậy, việc cân b ng giữa lợi ích và bất

lợi của dòng vốn này là một trong những vấn đề cần quan tâm của không chỉ các nhà

làm chính sách mà còn của các nhà đầu tư trong nước. Trong bối cảnh đó, bài nghiên

cứu này đưa ra một số hàm ý có thể xem xét sau:

- Đối với nhà đầu tư nước ngoài:

 Thứ nhất, hàm ý trực tiếp của kết quả bài nghiên cứu là nhà đầu tư nước ngoài chỉ

nên tập trung vào hiệu quả quá khứ của một chứng khoán và bỏ qua việc họ đã sở

hữu chứng khoán đó bao nhiêu trong quá khứ để thực thi một chiến lược quán tính

giá. Như vậy, hiệu quả từ hành vi giao dịch theo quán tính giá sẽ không bị suy

giảm.

 Thứ hai, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy nhà đầu tư nước ngoài có thể là người

giao dịch phản hồi tích cực và quá tự tin (khi neo theo tỷ lệ sở hữu trước đây), do

vậy nên xây dựng một kế hoạch giao dịch lý trí và bám vào đó có thể giúp nhà đầu

tư vẫn giữ bình t nh và phản hồi tốt thậm chí ngay cả khi họ gặp phải một giao

dịch thua lỗ không thể tránh khỏi.

- Đối với các cấp quản lý và nhà làm chính sách:

 Thứ nhất, theo kết quả nghiên cứu về việc các nhà đầu tư nước ngoài có hành vi

giao dịch theo quán tính giá, neo quyết định hay lựa chọn các doanh nghiệp có quy

mô lớn là do tác động của bất cân xứng thông tin. Bất cân xứng thông tin và tính

minh bạch của thị trường là một vấn đề được quan tâm rất nhiều ở các nước đang

phát triển như Việt Nam. Do vậy, để giảm thiểu độ bất ổn của thị trường, cần cải

thiện cơ chế minh bạch thông tin của các doanh nghiệp niêm yết đối với nhà đầu tư

trong nước và ngoài nước, từ đó nâng cao niềm tin đối với chất lượng doanh

nghiệp.

 Thứ hai, theo một số nghiên cứu cho thấy các nhà đầu tư nội đia, đặc biệt là những

nhà đầu tư cá nhân nhỏ l có xu hướng theo sau các chiến lược đầu tư của nhà đầu

tư nước ngoài, do vậy có thể làm trầm trọng hóa thêm các lệch lạc đầu tư của nhà

đầu tư nước ngoài và gây bất ổn cho thị trường. Do đó, những kết quả của nghiên

cứu này đề xuất r ng những nhà điều chỉnh thị trường nên công bố thông tin về sở

hữu nước ngoài chi tiết hơn để tránh nhà đầu tư cá nhân đánh giá sai thông tin.

 Thứ ba, mặc dù hiệu ứng neo không thể tạo ra lợi nhuận gia tăng nhưng những

mốc neo, tức sở hữu nước ngoài trước đây của cổ phần, cũng có ảnh hưởng cùng

chiều đáng kể lên sự thay đổi giá trong tương lai. Điều đó hàm ý r ng những nhà

đầu tư nước ngoài là những nhà giao dịch phản hồi tích cực, đặc biệt là đối với

những chứng khoán có tỷ lệ sở hữu nước ngoài cao trong thị trường giá giảm. Vì

vậy, cơ quan quản lý thị trường nên quản lý những thay đổi của những cổ phần có

sở hữu nước ngoài để ổn định các biến động giá gây ra bởi giao dịch phản hồi tích

cực. Bên cạnh đó, để duy trì sự ổn định Chính phủ cần quản lý chặt chẽ hơn các

hoạt động đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài, đảm bảo không có sự thao túng giá cổ

phiếu, bóp m o thông tin; đồng thời tạo điều kiện cho nhà đầu tư tổ chức nước

ngoài chiến lược tăng vai trò trong tiến trình quản lý doanh nghiệp để vừa gắn lợi

ích của họ với lợi ích trực tiếp của doanh nghiệp, vừa học hỏi được công nghệ và

k năng quản lý của nhà đầu tư nước ngoài. Qua đó, vừa có thể gia tăng chiến lược

nắm giữ dài hạn của nhà đầu tư nước ngoài, giảm độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

chứng khoán; vừa cải thiện hiệu quả quản trị doanh nghiệp của các doanh nghiệp

Việt Nam.

 Thứ tư, nghiên cứu cũng cho thấy tỷ lệ sở hữu Nhà nước có thể làm gia tăng độ bất

ổn cho tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp do sự tham gia của Chính phủ với vai

trò kép vừa là người chơi vừa là người quản lý dẫn đến tạo ra môi trường quản trị

doanh nghiệp yếu k m. Do đó, Chính phủ cần tiếp tục hoàn thiện quá trình tái cơ

cấu nền kinh tế, đặc biệt là đ y nhanh quá trình tái cơ cấu các doanh nghiệp Nhà

nước, quyết tâm cổ phần hóa các doanh nghiệp này, giảm bớt sự can thiệp quá

mức vào các lực thị trường để giảm các bất ổn gây ra bởi chính sách của Chính

phủ.

- Đối với các doanh nghiệp niêm yết trong nước: Dòng vốn đầu tư gián tiếp nước

ngoài thường gây ra e ngại về sự không bền vững, dễ đảo chiều khi thị trường có

biến cố, nhất là ở các quốc gia mới nổi như Việt Nam. Nếu không ổn định được

dòng vốn này sẽ gây ra sự bất ổn về nguồn vốn cho các doanh nghiệp Việt Nam.

Do vậy, các doanh nghiệp niêm yết cần có kế hoạch kinh doanh, cơ chế công bố

thông tin rõ ràng, minh bạch nh m gây dựng mối quan hệ lâu bền và tin tưởng với

các nhà đầu tư nước ngoài. Qua đó có thể tận dụng được các lợi ích của dòng vốn

này không chỉ về việc gia tăng vốn mà còn học hỏi được các kinh nghiệm về trình

độ quản lý, công nghệ của nước ngoài.

- Đối với các nhà đầu tư trong nước: Nhà đầu tư trong nước thường có xu hướng đi

theo hành vi đầu tư của khối ngoại. Mặc dù có lợi thế hơn so với nhà đầu tư nước

ngoài về thông tin, khoảng cách, ngôn ngữ nhưng lại vẫn thua kém do thiếu chiến

lược đầu tư. Do vậy, việc cải thiện chiến lược đầu tư là yêu cầu cần thiết đối với

các tổ chức đầu tư của Việt Nam.

5.3. Một số hạn chế của bài nghiên cứu và đề xuất hƣớng nghiên cứu trong tƣơng

lai

 Một số hạn chế còn tồn tại trong bài nghiên cứu như sau:

- Dữ liệu cụ thể về cơ cấu sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài và trong nước phân

chia giữa nhà đầu tư tổ chức và nhà đầu tư cá nhân chưa được thống kê ở thị

trường chứng khoán Việt Nam nên đề tài gặp khó khăn trong việc lý giải hành vi

cho các đối tượng này, vì theo thực tế, hành vi giao dịch giữa tổ chức và cá nhân sẽ

có sự khác biệt. Do đó, bài nghiên cứu phải sử dụng tỷ lệ sở hữu nước ngoài nói

chung để đại diện cho tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài. Bên cạnh

đó, bài nghiên cứu cũng không thể đưa ra một cấu trúc sở hữu hoàn chỉnh để làm

biến kiểm soát trong mô hình hồi quy tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ

bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp.

- Mặc dù đã sử dụng phương pháp hồi quy sai phân và hồi quy theo tỷ suất sinh lợi

trì hoãn để xử lý vấn đề nội sinh nhưng đây vẫn chưa phải phương pháp tối ưu.

Trong tương lai có thể nghiên cứu sâu thêm để lựa chọn các biến công cụ phù hợp

cho các biến bị nội sinh trong mô hình và sử dụng các phương pháp hồi quy xử lý

tốt hơn hiện tượng nội sinh như hồi quy Panel 2SLS và hồi quy theo phương pháp

GMM.

- Mẫu dữ liệu còn lấy trong thời gian ngắn (từ năm 2008 đến 2013), đặc biệt trong

mẫu chưa có giai đoạn thị trường giá lên r ràng để xem xét hành vi giao dịch của

nhà đầu tư tổ chức nước ngoài trong các điều kiện thị trường khác nhau.

 Một số hướng nghiên cứu tiếp theo cho mảng đề tài về hành vi giao dịch của nhà

đầu tư nước ngoài và tác động của họ đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi có thể như

- Liệu hiệu ứng neo quyết định có mở rộng tới các loại nhà đầu tư và thị trường khác

không còn là câu hỏi thú vị chưa được trả lời. Bên cạnh đó, điều kiện thị trường

ảnh hưởng như thế nào đến chiến lược quán tính giá, và nó tương tác thế nào với

hiệu ứng neo quyết định cũng là một chủ đề cần khám phá trong tương lai.

- Việc xem x t tác động của nhà đầu tư nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi

mức độ doanh nghiệp trong bài mới chỉ dừng lại ở cấp độ tỷ lệ sở hữu hàng năm.

Trong tương lai, có thể xem xét hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài ở một

khung thời gian ngắn hơn (lý tưởng nhất là dựa trên giao dịch trong ngày) để xem

xét liệu hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài có làm gia tăng độ bất ổn của

tỷ suất sinh lợi hay không. Nếu được thực hiện, đây sẽ là một b ng chứng trực tiếp

dựa trên cơ sở giao dịch.

- Vai trò dẫn dắt của nhà đầu tư nước ngoài đối với các nhà đầu tư nội địa trong

nước như thế nào cũng sẽ là một câu hỏi hay cần khám phá trong tương lai.

KẾT LUẬN

Sự mở cửa của thị trường tài chính nội địa kéo theo dòng vốn đầu tư gián tiếp nước

ngoài chảy vào thị trường Việt Nam đã và đang mang đến những tác động tích cực và

tiêu cực nhất định. Bên cạnh lợi ích từ sự gia tăng nguồn vốn với chi phí sử dụng vốn

thấp hơn cũng như những cải thiện về hiệu quả quản lý doanh nghiệp, dòng vốn này

cũng đem tới những lo ngại về sự dễ đảo chiều và thao túng thị trường. Do đó, để có

thể cân b ng giữa lợi ích và chi phí của dòng vốn gián tiếp nước ngoài, cần thiết phải

tìm hiểu về hành vi giao dịch của các nhà đầu tư nước ngoài và tác động của họ đến

thị trường.

Bài nghiên cứu đã xem x t hành vi giao dịch của nhà đầu tư tổ chức nước ngoài, cụ

thể là tác động của lệch lạc neo quyết định lên chiến lược giao dịch theo quán tính giá

của họ và tác động của tỷ lệ sở hữu nước ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi các

doanh nghiệp cho mẫu 411 doanh nghiệp trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai

đoạn 2008-2013. B ng cách phân tích hoạt động giao dịch, tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư

nước ngoài và các đặc điểm của chứng khoán, đề tài nhận thấy r ng nhà đầu tư nước

ngoài có xu hướng giao dịch theo quán tính giá và hoạt động giao dịch theo quán tính

giá này sẽ được tăng cường khi tỷ lệ sở hữu nước ngoài trước đây (mốc neo) cao. Bài

viết cũng xem x t liệu hành vi giao dịch theo quán tính giá và hiệu ứng neo có sinh ra

lợi nhuận trong thị trường Việt Nam không. Kết quả cho thấy lợi nhuận từ chiến lược

quán tính giá dương có ý ngh a nhưng hiệu ứng neo có thể làm suy giảm mức lợi

nhuận này. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu cũng tìm hiểu tác động của tỷ lệ sở hữu nước

ngoài đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi ở mức độ doanh nghiệp và tìm thấy một tác

động dương có ý ngh a. Các phát hiện này vẫn thuyết phục sau khi đã kiểm soát hiện

tượng nội sinh.

Tuy nhiên đề tài vẫn còn nhiều hạn chế về mặt dữ liệu cũng như mô hình sử dụng.

Hạn chế này tạo khó khăn trong phân tích hành vi giao dịch của nhà đầu tư nước ngoài

và tác động của họ đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi mức độ doanh nghiệp. Hy vọng

những bài nghiên cứu tiếp theo trong tương lai sẽ hoàn thiện các hạn chế này và phát

triển các hướng nghiên cứu mở rộng trên.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tài liệu tiếng Việt:

1. Lê Đạt Chí và cộng sự (2013). Tài chính hành vi. Nhà xuất bản Kinh tế Tp.HCM.

Tài liệu nƣớc ngoài:

1. Bae, K., Chan, K., Ng, A., (2004). Investibility and return volatility. Journal of

Financial Economics 71, 239–263.

2. Bekaert, G.H., Harvey, C.R., (1997). Emerging equity market volatility. Journal of

Financial Economics 43, 29–77.

3. Boehmer, E., & Kelley, E. K. (2009). Institutional investors and the informational

efficiency of prices. Review of Financial Studies, 22, 3563–3594.

4. Bohl, M., Brzeszczynski, J. (2006). Do institutional investors destabilize stock

prices? Evidence from an emerging market. Journal of International Financial

Markets, Institutions and Money 16, 370–383.

5. Bohn, Henning and Linda Tesar (1996). U.S. Equity Investments in Foreign

Markets: Portfolio Rebalancing or Return Chasing?. American Economic Review,

May 1996, 77 -81.

6. Bowe, M. and Domuta, D. (2004). Investor Herding during Financial Crisis: A

Clinical Study of the Jakarta Stock Exchange. Pacic-Basin Finance Journal 12, 387-

418.

7. Brennan, M., and H. Cao (1997). International Portfolio Investment Flows. Journal

of Finance 52, December, 1851-1880.

8. Bushee, B. J., & Goodman, T. H. (2007). Which institutional investors trade based

on private information about earnings and returns? Journal of Accounting Research,

45, 289–321.

9. Campbell, S. D., & Sharpe, S. A. (2009). Anchoring bias in consensus forecasts

and its effect on market prices. Journal of Financialand Quantitative Analysis, 44,

369–390.

10. Cen, L., Hilary, G., & Wei, J. K. C. (2013). The role of anchoring bias in the

equity market: Evidence from analysts’ ea ning forecasts and stock returns. Journal

of Financial and Quantitative Analysis, 48, 47–76.

11. Chari, A., Ouimet, P.P., Tesar, L.L. (2010). The returns to developed-market

acquirers in emerging markets. Review of Financial Studies 23, 1741–1770.

12. Chen, Y. F., Yang, S.Y. and Lin, F.L. (2012). Foreign institutional industrial

herding in Taiwan stock market. Managerial Finance, Vol. 38, 325 -340

13. Choe, H., Kho, B. and Stulz, R. (1999). Do foreign investors destabilize stock

markets? The Korean experience in 1997. Journal of Financial Economics 54, 227-

264.

14. Chordia, T., & Shivakumar, L. (2002). Momentum, business cycle, and time-

varying expected returns. Journal of Finance, 57, 985–1019.

15. Cronqvist, H., Fahlenbrach, R. (2009). Large shareholders and corporate policies.

Review of Financial Studies 22, 3941–3976.

16. Doidge, C., Karolyi, G.A., Stulz, R.M. (2004). Why are foreign firms listed in the

U.S. worth more? Journal of Financial Economics 71, 205–238.

17. Fair, R. C., & Shiller, R. J. (1990). Comparing information in forecasts from

econometric models. American Economic Review, 80, 375–389.

18. Ferreira, M.A., Matos, P. (2008). The co o of inve to ’ mone : the o e of

institutional investors around the world. Journal of Financial Economics 88, 499–533.

19. Fisher, K. L., & Statman, M. (2000). Cognitive biases in market forecasts. Journal

of Portfolio Management, 27, 72–81.

20. G. Hong & B.S. Lee (2011). The trading behavior and price impact of foreign,

institutional, individual investors and government: evidence from Korean equity

market. Japan and the world economy: international journal of theory and policy, Vol.

23.2011, 4, p. 273-287

21. Gabaix, X., Gopikrishnan, P., Plerou, V., Stanley, H.E. (2006). Institutional

investors and stock market volatility. Quarterly Journal of Economics 121, 461–504.

22. George, T. J., & Hwang, C.-Y. (2004). The 52-week high and momentum

investing. Journal of Finance, 59, 2145–2176.

23. Gervais, S., & Odean, T. (2001). Learning to be overconfident. Review of

Financial Studies, 14, 1–27.

24. Griffin, J. M., Nardari, F., & Stulz, R. M. (2007). Do investors trade more when

stocks have performed well? Evidence from 46 countries. Review of Financial

Studies, 20, 905–951.

25. Grinblatt, M., & Keloharju, M. (2001). What makes investors trade? Journal of

Finance, 51, 589–616.

26. Gupta, N., Yuan, K. (2009). On the growth effect of stock market liberalizations.

Review of Financial Studies 22, 4715–4752.

27. Jinsoo Lee, Seongwuk Moon (2011). Corporate Governance and International

Portfolio Investment in Equities. Seoul Journal of Business, Volume 17, Number 2.

28. Kalev, P. S., Nguyen, A. H., & Oh, N. Y. (2008). Foreign versus local investors:

Who knows more? Who makes more? Journal of Banking and Finance, 32, 2376–

2389.

29. Kang, J.-K., & Stulz, R. M. (1997). Why is there a home bias? An analysis of

foreign portfolio equity ownership in Japan. Journal of Financial Economics, 46, 3–

28.

30. Kaustia, M., Alho, E., & Puttonen, V. (2008). How much does expertise reduce

behavioral biases? The case of anchoring effectsin stock return estimates. Financial

Management, 37, 391–412.

31. Kelley, E., Woidtke, T. (2006). Investor protection and real investment by U.S.

multinationals. Journal of Financial and Quantitative Analysis 41, 541–572.

32. Kim, E.H., Singal, V. (2000). Stock market openings: experience of emerging

economies. Journal of Business 73, 25–66.

33. L.C. Liao, R.Y. Chou, B. Chiu (2013). Anchoring effect on foreign institutional

inve to ’ momentum t ading behavio : Evidence f om the Taiwan stock market.

North American Journal of Economics and Finance 26, 72-91

34. Leuz, C., Lins, K.V., Warnock, F.E., (2009). Do foreigners invest less in poorly

governed firms? Review of Financial Studies 22, 3245–3285.

35. Li, D., Nguyen, Q.N., Pham, P.K., Wei, S.X. (2011). Large foreign ownership and

firm level stock return volatility in emerging markets. Journal of Financial and

Quantitative Analysis 46, 1127–1155.

36. Lin, C. H., & Shiu, C.-Y. (2003). Foreign ownership in the Taiwan stock market –

An empirical analysis. Journal of Multinational Financial Management, 13, 19–41.

37. Liu, L. X., & Zhang, L. (2008). Momentum profits, factor pricing, and

macroeconomic risk. Review of Financial Studies, 21, 2417–2448.

38. Maymin, P. (2012). Music and the market: Song and stock volatility. North

American Journal of Economics and Finance, 23, 70–85.

39. Merton, R.C., 1987. A simple model of capital market equilibrium with incomplete

information. Journal of Finance 42, 483–510.

40. Mitton, T. (2006). Stock market liberalization and operating performance at the

firm level. Journal of Financial Economics 81, 625–647.

41. Mussweiler, T., & Schneller, K. (2003). What goes up must come down – How

charts influence decisions to buy and sell stocks. Journal of Behavioral Finance, 4,

121–130.

42. O Connell, P. G. J., & Teo, M. (2009). Institutional investors, past performance,

and dynamic loss aversion. Journal of Financial andQuantitative Analysis, 44, 155–

188.

43. Park, S.-C. (2010). The moving average ratio and momentum. Financial Review,

45, 415–447.

44. Richards Anthony (2004). Big Fish in Small Ponds: The Trading Behaviour and

Price Impact of Foreign Investors in Asian Emerging Equity Markets. RBA Research

Discussion Papers rdp 2004-05, Reserve Bank of Australia.

45. Sagi, J. S., & Seasholes, M. S. (2007). Firm-specific attributes and the cross-

section of momentum. Journal of Financial Economics, 84, 389–434.

46. Stiglitz, J.E. (2000). Capital market liberalization, economic growth, and

instability. World Development 28, 1075–1086.

47. Stiglitz, J.E. (1999). Reforming the global economic architecture: Lessons from

recent crises. Journal of Finance 54, 1508–1521.

48. Tversky, A., & Kahneman, D. (1974). Judgment under uncertainty: Heuristics and

biases. Science, 185, 1124–1131.

49. Umutlu, M., Akdeniz, L., Altay-Salih, A. (2010). The degree of financial

liberalization and aggregated stock-return volatility in emerging markets. Journal of

Banking and Finance 34, 509–521.

50. Vinh Xuan Vo, (2010). Foreign owership in Vietnam stock markets – an empirical

analysis. MPRA Paper No.29863

51. Wang, J. (2007). Foreign equity trading and emerging market volatility: evidence

from Indonesia and Thailand. Journal of Development Economics 84, 798–811.

52. Wang, C., Xie, F. (2009). Corporate governance transfer and synergistic gains

from mergers and acquisitions. Review of Financial Studies 22, 829–858.

53. Z. Chen, J. Du, D. Li, R Quyang (2012). Does foreign institutional ownership

increase return volatility? Evidence from China. Journal of Banking & Finance 37,

660-669

Mã số: …………….

0 0 0 0 0 1 x

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok

Mã số: …………….

0 0 0 0 0 1 x

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok