Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố quyết định đến hệ số P/E của các Công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM HOSE

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

----------------------

HỨA QUANG TRÍ

CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN HỆ SỐ P/E CỦA

CÁC CÔNG TY PHI TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN

SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ

CHÍ MINH (HOSE)

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

----------------------

HỨA QUANG TRÍ

CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN HỆ SỐ P/E CỦA CÁC CÔNG

TY PHI TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG

KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH (HOSE)

CHUYÊN NGÀNH: TÀI CHÍNH- NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

PGS. TS. PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Các yếu tố quyết định đến hệ số P/E của các

Công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM HOSE”

là công trình nghiên cứu của chính tác giả, nội dung được đúc kết từ học tập và kết quả

nghiên cứu thực tế trong thời gian qua. Các số liệu sử dụng trong bài là trung thực và

có nguồn gốc rõ ràng. Luận văn thực hiện dưới sự hướng dẫn khoa học của

Cô PGS. TS. Phan Thị Bích Nguyệt.

Tác giả

Hứa Quang Trí

LỜI CẢM ƠN

Tôi xin chân thành cảm ơn Ban Giám hiệu và các Thầy Cô khoa đào tạo sau đại học

Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh đã tạo điều kiện hỗ trợ tôi trong suốt

thời gian học tập và nghiên cứu.

Xin chân thành cảm ơn quý Thầy Cô đã tận tình giảng dạy cho tôi trong suốt thời

gian học tập tại Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Xin chân thành cảm ơn Cô PGS. TS Phan Thị Bích Nguyệt đã tận tình hướng dẫn

tôi trong suốt thời gian làm luận văn này.

Xin chân thành cảm ơn gia đình, bạn bè và các bạn đồng môn đã ủng hộ, giúp đỡ

tôi trong suốt quá trình học và hoàn thành bài luận văn này.

Xin trân trọng cảm ơn.

Tác giả

Hứa Quang Trí

MỤC LỤC

Tóm tắt ................................................................................................. .01

Chương 1: Giới thiệu .......................................................................... .02

1.1. Lý do chọn đề tài ............................................................................ .02

1.2. Mục tiêu nghiên cứu ....................................................................... .02

1.3. Câu hỏi nghiên cứu ........................................................................ .03

1.4. Phương pháp, phạm vi và đối tượng nghiên cứu ........................... .03

1.5. Cấu trúc bài nghiên cứu ................................................................. .03

Chương 2: Tổng quan lý thuyết nghiên cứu ..................................... .04

2.1. Tổng quan lý thuyết liên quan đến hệ số P/E ................................. .04

2.2. Bằng chứng cho các yếu tố quyết định đến hệ số P/E ................... .07

2.3. Tổng hợp các nghiên cứu trước đây về các yếu tố quyết định đến hệ số

P/E ......................................................................................................... 11

Chương 3: Thiết kế nghiên cứu ......................................................... 15

3.1. Giới thiệu ........................................................................................ 15

3.2. Chọn mẫu và thu thập dữ liệu ........................................................ 15

3.2.1. Chọn mẫu .................................................................................... 15

3.2.2. Thu thập dữ liệu .......................................................................... 16

3.3. Lựa chọn biến và mô hình thực nghiệm ......................................... 16

3.3.1. Lựa chọn các biến ....................................................................... 16

3.3.2. Cơ sở hình thành các biến.............................................................16

3.3.3. Mô hình thực nghiệm .................................................................. 19

3.4. Phương pháp nghiên cứu ................................................................ 21

Chương 4: Kết quả nghiên cứu thực nghiệm ................................... 23

4.1. Thống kê mô tả 2008-2012 ............................................................ 23

4.2. Phân tích tương quan dữ liệu tất cả các biến quan sát ................... 24

4.3. Hồi quy đa biến cho dữ liệu bảng POOLED, FEM, REM ............. 25

4.3.1. Kết quả chạy hồi quy .................................................................. 26

4.3.1.1 Kết quả hồi quy Pooled ............................................................. 26

4.3.1.2. Kết quả hồi quy FEM ............................................................... 28

4.3.1.3. Kết quả hồi quy REM .............................................................. 30

4.3.2. So sánh lựa chọn mô hình phù hợp nhất cho bộ số liệu.. ............ 33

4.3.2.1. So sánh Pooled – FEM ............................................................. 33

4.3.2.2. So sánh Pooled – REM ............................................................ 34

4.3.2.3. So sánh FEM- REM ................................................................. 35

4.3.3. Kiểm tra phát hiện phương sai thay đổi, tự tương quan. ............. 37

4.3.3.1 Kiểm tra phát hiện PSTĐ .......................................................... 37

4.3.3.2 Kiểm tra tự tương quan ............................................................. 38

4.3.4. Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng

GLS ....................................................................................................... 39

4.4. Phân tích chuỗi thời gian 2008-2012 ............................................. 41

Chương 5: Kết luận và hạn chế của đề tài ........................................ 52

5.1. Kết luận ................................................................................... 52

5.2. Hạn chế ................................................................................... 53

Phụ lục .................................................................................................. 54

Tài liệu tham khảo .............................................................................. 75

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

1. ĐCT : Đa cộng tuyến

2. DP: Tỷ lệ thanh toán cổ tức

3. EPS: Thu nhập mỗi cổ phiếu thường

4. FEM: Fixed Effect Model - Mô hình tác động cố định

5. GLS: Generalized least squares-Hồi quy khắc phục hiện tượng phương sai thay

đổi

6. HOSE: Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

7. LEV: Đòn bẩy tài chính

8. MktRtr: Thu nhập thị trường

9. P/E: Price / Earning per share: Giá trên thu nhập mỗi cổ phiếu thường

10. POOLED: Hồi quy dữ liệu gộp giống OLS

11. PSTĐ: Phương sai thay đổi

12. REM: Random Effect Model - Mô hình tác động ngẫu nhiên

13. Size: Quy mô Công ty

14. TP. HCM: Thành phố Hồ Chí Minh

15. TTQ : Hiện tượng tự tương quan

16. VMP: Biến động thị trường

17. WLS: Weight Least Square - Hồi quy theo trọng số dựa trên phần dư

DANH MỤC BẢNG BIỂU

1. Bảng 2.1 Tóm tắt kết quả của các nghiên cứu trước

2. Bảng 4.1 Phân tích thống kê mô tả các biến nghiên cứu

3. Bảng 4.2 Ma trận tương quan giữa các biến

4. Bảng 4.5 Kết quả hồi quy Pool

5. Bảng 4.6 Kết quả hồi quy FEM

6. Bảng 4.7 Kết quả hồi quy REM

7. Bảng 4.8 Kết quả kiểm định Likelihood Test

8. Bảng 4.9 Kết quả kiểm định Pagan Test

9. Bảng 4.10a Kết quả kiểm định Hausman Test

10. Bảng 4.10b Kết quả điều kiện xác định mô hình REM

11. Bảng 4.11 Kiểm tra phương sai thay đổi bằng Wald Test

12. Bảng 4.12 Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan

13. Bảng 4.13 Kết quả khắc phục hiện tượng PSTĐ, TTQ bằng GLS

14. Bảng 4.14 Bảng tổng hợp kết quả hồi quy Pooled, FEM, REM và GLS

15. Bảng 4.15 Kết quả chạy hồi quy 2008

16. Bảng 4.16 Kết quả chạy hồi quy 2009

17. Bảng 4.17 Kết quả chạy hồi quy 2010

18. Bảng 4.18 Kết quả chạy hồi quy 2011

19. Bảng 4.19 Kết quả chạy hồi quy 2012

20. Bảng 4.20 Bảng tổng hợp kết quả hồi quy chuỗi thời gian 2008-2012

DANH MỤC SƠ ĐỒ

1. Sơ đồ 2.1 Tấm chắn thuế khi doanh nghiệp sử dụng nợ

2. Sơ đồ 3.2 Tác động dự kiến của các biến đến hệ số P/E.

DANH MỤC PHỤ LỤC

1. Phụ lục 01. Danh sách công ty niêm yết trên HOSE đưa vào mẫu

2. Phụ lục 02. Kết quả hồi quy 2008

3. Phụ lục 03. Kết quả hồi quy 2009

4. Phụ lục 04. Kết quả hồi quy 2010

5. Phụ lục 05. Kết quả hồi quy 2011

6. Phụ lục 06. Kết quả hồi quy 2012

7. Phụ lục 07. Biểu đồ VN-index

TÓM TẮT

Nghiên cứu này nhằm xác định các yếu tố giải thích sự khác nhau trong hệ số

P/E của các công ty phi tài chính bằng cách sử dụng hồi quy Pooled, Random Effect

Model, Fixed Effect Model và phương pháp ước lượng GLS trên dữ liệu bảng của

83 công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE trong khoảng thời gian 2008-2012. Có

tính đến sự biến động trong suốt thời gian nghiên cứu, tác giả đã phân tích riêng cho

từng năm để kiểm tra xem từng năm có sự khác nhau không. Kết quả chứng minh

rằng tỷ lệ chi trả cổ tức, Tobin’s Q, và đòn bẩy tài chính là ba nhân tố quyết định

quan trọng đến hệ số P/E trong phân tích tổng hợp cũng như phân tích chuỗi thời

gian. Nghiên cứu này nhằm mong muốn tạo điều kiện cho các nhà ra quyết định đầu

tư đánh giá yếu tố giải thích sự khác biệt trong hệ số P/E của các công ty và tăng sự

tự tin trong việc lựa chọn các công ty này để đưa vào danh mục đầu tư của mình.

Từ khoá: Hệ số P/E, HOSE, Sở Giao dịch Chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

1.1. Lý do chọn đề tài

Định giá là mục tiêu trọng tâm trong vấn đề phân tích cơ bản cổ phiếu, lý

thuyết tài chính đã cung cấp cho các nhà đầu tư cá nhân, nhà quản lý quỹ, nhà phân

tích, người ra quyết định rất nhiều công cụ hữu ích trong việc xác định giá trị của cổ

phiếu ở hiện tại để phục vụ cho nhận định, đánh giá và lựa chọn cho việc đầu tư của

họ. Một số người sử dụng mô hình chiết khấu dòng tiền (DCF) để định giá, trong

khi số khác lại sử dụng các mô hình định giá tương đối khác theo phương pháp hệ

số giá so với thu nhập (P/E), phương pháp hệ số giá so với doanh số (P/S) hay

phương pháp hệ số giá thị trường so với giá sổ trị sách (P/B).

Trong các phương pháp định giá kể trên, phương pháp định giá tương đối

bằng hệ số P/E là phương pháp khá phổ biến, vì nó đơn giản, dễ dàng tính toán và

được nhiều người biết đến trong quá trình lựa chọn cổ phiếu và ra quyết định đầu tư

trong những năm gần đây. Để phân tích sự hấp dẫn tương đối của việc đầu tư vốn,

hệ số P/E đã chỉ ra cho ta thấy rằng mức giá trung bình mà thị trường sẵn sàng trả

giá để mua một đồng thu nhập mà công ty đó đã tạo ra trong suốt quá trình kinh

doanh, nó cũng phản ánh được chất lượng thu nhập và tiềm năng tăng trưởng của

công ty đó. Vì vậy, việc hiểu biết về hệ số P/E cũng như các yếu tố quyết định đến

hệ số P/E là điều quan trọng đối với họ. Tuy nhiên, trong kho tài liệu hiện vẫn còn

khá ít bài nghiên cứu nói về lĩnh vực này, đặc biệt là ở Việt Nam hiện nay. Do đó,

tôi đi đến quyết định chọn đề tài “ Các yếu tố quyết định đến hệ số P/E của các công

ty phi tài chính niêm yết trên HOSE” để làm đề tài cho bài nghiên cứu của mình.

1.2. Mục tiêu nghiên cứu

Bài nghiên cứu này nhằm mục tiêu là nhận diện được các yếu tố nào quyết

định đến hệ số P/E của doanh nghiệp phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch

Chứng khoán TP. HCM (HOSE). Qua đó, nhằm tạo điều kiện cho việc đánh giá các

yếu tố giải thích sự khác biệt trong hệ số P/E của các công ty để thu hút sự chú ý

của các nhà đầu tư và tăng sự tự tin của họ trong việc định giá và lựa chọn cổ phiếu

của các công ty này đưa vào danh mục đầu tư của mình.

1.3. Câu hỏi nghiên cứu

Để giải đáp ứng cho mục tiêu nghiên cứu trên, tác giả bài nghiên cứu đã đặt

ra hai câu hỏi cần phải giải quyết như sau:

- Các yếu tố nào quyết định đến hệ số P/E đối với các công ty phi tài chính

niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM (HOSE) trong giai đoạn 2008-

2012.

- Và các yếu tố quyết định hệ số P/E của các công ty này có gì khác nhau

qua các năm trong giai đoạn này hay không.

1.4. Phương pháp, phạm vi và đối tượng nghiên cứu:

- Sử dụng phần mềm phân tích dữ liệu Stata phiên bản 11 để hồi quy đa

biến Pooled, FEM và REM và ước lượng GLS trên dữ liệu của 83 công ty phi tài

chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM (HOSE) trong giai đoạn

2008-2012.

- Trong thực tế có rất nhiều yếu tố có thể ảnh hưởng, quyết định đến sự

khác nhau trong hệ số P/E của các công ty ở các nước phát triển cũng như mới nổi

mà các nhà nghiên cứu thực nghiệm trước đã đề cập đến trong kết quả nghiên cứu

của mình, nhưng trong phạm vi bài này tác giả chỉ nghiên cứu các yếu tố liên quan

đến đặc thù công ty với đối tượng là các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao

dịch Chứng khoán TP. HCM (HOSE) trong giai đoạn 2008-2012.

1.5. Cấu trúc bài nghiên cứu gồm 05 phần chính như sau:

- Giới thiệu

- Tổng quan lý thuyết

- Thiết kế nghiên cứu

- Kết quả nghiên cứu

- Kết luận và hạn chế

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

2.1. Tổng quan lý thuyết về hệ số P/E

Theo Gordon and Shapiro (1956) trên mô hình tăng trưởng cổ tức với mục

tiêu là biết được giá trị hiện tại của dòng cổ tức mà dòng cổ tức này vẫn tiếp tục

tăng trưởng với tỷ lệ không đổi như công thức 2.1

P0 = D1 / Ke – g (2.1)

Trong đó:

- Po : Giá hiện tại của cổ phiếu

- D1 : Cổ tức mong đợi năm tới

- Ke : Chi phí sử dụng vốn

- g : Tăng trưởng không đổi của cổ tức

Giả sử ta muốn tính P/E cho cổ phiếu, ta có thể chia cả 02 vế trong phương

trình (2.1) cho EPS kỳ vọng ta có phương trình (2.2) như sau:

P /E[EPS] = ( D1/E[EPS]) / (Ke – g) (2.2)

Vì ta có D1 / EPS = E (tỷ lệ thanh toán kỳ vọng)

Do đó: P/E = E / (Ke-g) (2.3)

Do đó, khi công ty có tăng trưởng cao thì có hệ số P/E lớn hơn. Điều này đã

giải thích tại sao cổ phiếu của các công ty ngành công nghiệp với tăng trưởng dự

kiến trong tương lai là chắc chắn thì được mua bán tại mức P/E cao hơn. Khi công

ty thanh toán cổ tức với một tỷ lệ cao sẽ chuyển tải thông tin làm cho hệ số P/E cao

hơn với điều kiện là các yếu tố khác không đổi. Nhưng trong thực tế, các công ty lại

không thể dễ dàng gì trong việc ra quyết định cho chính sách cổ tức tối đa, vì khi trả

cổ tức nhiều, điều đó có nghĩa là sẽ làm mất đi phần vốn từ lợi nhuận giữ lại để duy

trì đà tăng trưởng của công ty. Trong khi đó các công ty có mức rủi ro cao sẽ phải

có chi phí sử dụng vốn (Ke) cao hơn để bù đắp cho nhà đầu tư. Do đó, cổ phiếu đó

phải được giao dịch tại hệ số P/E thấp hơn vì (Ke) tỉ lệ nghịch với P/E, dựa trên

công thức 2.3. Do đó, hệ số P/E giúp cho nhà đầu tư có nhận định về cổ phiếu tốt

hơn khi biết được các yếu tố quyết định đến sự khác nhau của hệ số P/E, từ lí thuyết

trên ta thấy rằng yếu tố quyết định hệ số P/E là tỉ lệ thanh toán kỳ vọng, chi phí sử

dụng vốn và tăng trưởng cổ tức.

Midigliani and Millers (1958) là người đã đề xuất ra lý thuyết nổi

tiếng nhất về vấn đề nợ và giá trị doanh nghiệp. Trên thế giới giá trị doanh nghiệp

tăng lên khi doanh nghiệp có sử dụng đòn bẩy tài chính và câu hỏi về việc tối đa

hoá giá trị doanh nghiệp có được xem như là tối đa hoá giá trị cho cổ đông không?

và kết quả cho thấy rằng cấu trúc vốn mà tối đa hoá giá trị doanh nghiệp là cấu trúc

vốn mà làm tối đa hoá lợi ích cho cổ đông. Do đó, đòn bẩy tài chính sẽ mang đến

việc tối đa hoá lợi ích cho cổ đông. Tuy nhiên, kết quả này sẽ không đúng trong

trường hợp phức tạp như khi khả năng vỡ nợ xảy ra khi doanh nghiệp sử dụng nợ

quá nhiều, còn không thì nợ tác động tích cực đến giá trị của công ty vì có sự tồn tại

của tấm chắn thuế, tấm chắn thuế có giá trị vì nó làm giảm các dòng thuế trong

tương lai khi doanh nghiệp sử dụng nợ. Giá trị của đòn bẩy có thể diễn giải trong

công thức 2.4

VL = Vu + Tc*D (2.4)

Trong đó :

VL: Giá trị doanh nghiệp sử dụng đòn bẩy

Vu: Giá trị doanh nghiệp khi không có nợ

Tc: Thuế suất

D: Giá trị nợ

Từ ý trên cho ta thấy rằng công ty nên có cấu trúc vốn mà nợ gần như là

chiếm hoàn toàn, nhưng trong thực tế thì điều đó là không thể, vì trong thực tế công

ty phải có mức độ nợ ở mức vừa phải (Ross, westerfield, Jaffe, 2005). khi doanh

nghiệp sử dụng nợ ở mức cao sẽ phát sinh chi phí phá sản và các chi phí liên quan

khác, điều đó sẽ làm giảm giá trị công ty đi, do khi công ty có quá nhiều nợ sẽ làm

giảm đi tính thanh khoản và làm tăng rủi ro và kết quả làm giảm giá trị của công ty.

Giá trị doanh nghiệp ( V )

Giá trị doanh nghiệp với Thuế và Nợ: VL = Vu + Tc * D

Giá trị chi phí kiệt quệ tài chính

Điều đó được minh hoạ trong sơ đồ 2.1

Vmax Tối đa Giá trị doanh nghiệp

Giá trị Tấm chắn thuế khi vay nợ.

Giá trị doanh không vay nợ : Vu

D Nợ tối ưu

Sơ đồ 2.1. Tấm chắn thuế khi doanh nghiệp sử dụng nợ

Theo như sơ đồ 2.1 trên ta thấy tấm chắn thuế làm tăng giá trị doanh nghiệp

trong trường hợp có sử dụng nguồn vốn vay trong kinh doanh, trong khi chi phí kiệt

quệ tài chính làm giảm giá trị doanh nghiệp có sử dụng nguồn vốn vay. Để dung

hoàn giữa 02 yếu tố này thì sự phối hợp xảy ra tại điểm D là điểm tối ưu nợ mà làm

tối đa hoá giá trị công ty nhưng không gây ra gánh nặng về chi phí kiệt quệ tài chính

làm giảm giá trị công ty. Do đó, D gọi là điểm có cơ cấu vốn tối ưu hay gọi là điểm

thỏa hiệp giữa lá chắn thuế và chi phí kiệt quệ tài chính. Do đó mức nợ tối ưu hay

mức nợ mục tiêu chính là mức làm tối đa hoá giá trị doanh nghiệp. Trong thực tế thì

chi phí kiệt quệ tài chính không biết chính xác được và chưa có công thức nào để

xác định mức độ nợ tối ưu cho doanh nghiệp (Ross, Westerfield, Jaffe 2005). Tóm

lại, lí thuyết về tấm chắn thuế khi doanh nghiệp sử dụng nợ cho thấy đòn bẩy tài

chính có tác động tích cực đến hệ số P/E khi không tính đến chi phí phá sản.

2.2 Bằng chứng về các yếu tố quyết định đến hệ số P/E

2.2.1.Bằng chứng cho thấy việc thanh toán cổ tức có ảnh hưởng đến hệ số

P/E của các doanh nghiệp.

Một số bằng chứng thực nghiệm cho thấy mối liên hệ tích cực giữa thanh

toán cổ tức và hệ số P/E được hỗ trợ bởi:

Reilly et al. (1983) đưa ra kết luận là hệ số P/E tăng lên với việc tăng lên

trong chi trả cổ tức, sau khi tác giả nghiên cứu chuỗi thời gian về mối liên hệ của hệ

số P/E bằng cách sử dụng mô hình hồi quy đa biến cho dữ liệu S&P 500 giai đoạn

1963-1980.

Loughlin (1996) cũng đã kết luận rằng việc chi trả cổ tức có mối liên hệ tích

cực tới hệ số P/E với sức mạnh giải thích cao nhất.

Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), đã cho thấy hệ số P/E như là

sự tăng lên trong chức năng về tỷ lệ thanh toán cổ tức sau khi nghiên cứu chuỗi thời

gian theo quý, điều tra các yếu tố cơ bản của hệ số P/E ở thị trường chứng khoán

Australian giai đoạn 1-1984 và 3-2001.

Muhammad, Azam, (2010) kết luận rằng tỷ lệ thanh toán cổ tức có mối liên

hệ tích cực có ý nghĩa đến hệ số P/E sau khi Tác giả phân tích dữ liệu của 35 công

ty chi trả cổ tức trên thị trường chứng khoán Karachi trong giai đoạn 2000- 2008

kiểm tra trên Panel Data như F-Test LM test của Breusch and Pagan (1980) và

Hausman specification (1978), kết quả này hỗ trợ cho kết luận của Amoako-Adu,

Ben & Smith, Brian (2002).

Dr Talat Afza (2012) xem xét mối liên hệ của hệ số P/E với 07 nhân tố như

tỷ lệ thanh toán cổ tức, tobin’s Q, đòn bẩy tài chính, thu nhập thị trường, biến động

giá thị trường tăng trưởng thu nhập và quy mô công ty, bằng hồi quy OLS dựa trên

dữ liệu tổng hợp của 25 công ty niêm yết trên Karachi stock exchange trong khoảng

thời gian 2005-2009, có tính đến sự biến động trong thị trường chứng khoán

Pakistan trong suốt thời gian nghiên cứu nên phân tích chuỗi thời gian cũng được

làm bằng cách sử dụng mô hình hồi quy OLS để kiểm tra xem yếu tố quyết định tỷ

số P/E có khác nhau giữa các năm hay không. Các kết quả nghiên cứu cho thấy rằng

tỷ lệ chi trả cổ tức là nhân tố quyết định tích cực quan trọng đến hệ số P/E đối với

phân tích tổng hợp cũng như phân tích chuỗi thời gian.

Puwanenthiren Premkanth (2013), nghiên cứu 30 công ty niêm yết trên

Colombo Stock Exchange từ năm 2007-2011 đưa ra kết quả là tỷ lệ thanh toán cổ

tức có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê tới hệ số P/E.

Một số bằng chứng thực nghiệm khác lại cho thấy mối liên hệ tiêu cực giữa

thanh toán cổ tức và hệ số P/E được hỗ trợ bởi:

Kane et el. (1996) cho ra kết quả là tỷ suất cổ tức có tác động tiêu cực đến hệ

số P/E, sau khi Tác giả nghiên cứu giai đoạn 1953-1994 với S&P 500. Tuy nhiên

kết quả lại không có ý nghĩa thống kê.

Kulling Karl Johan & Lundberg Filip (2007) cho ra kết quả là các biến như

tỷ lệ cổ tức, lãi suất, P/B, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính có tác động đến hệ số

P/E. Trong đó cho thấy cổ tức có ảnh hưởng tiêu cực đến hệ số P/E có nghĩa là các

biến này tăng thì hệ số P/E giảm.

Vahid Faezinia (2012) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hệ số P/E ở thị

trường chứng khoán Tehran, nghiên cứu mối liên hệ giữa hệ số P/E và 08 biến kinh

tế tài chính bao gồm lãi suất, lạm phát, tỷ lệ tăng trưởng, rủi ro hệ thống (beta), quy

mô công ty (market value), ROE, tỷ suất cổ tức, tỷ lệ nợ so với vốn chủ (Lev). Dữ

liệu được tiến hành bằng phần mềm E-view, dùng hồi quy mô hình hồi quy Logarit

đa biến và dữ liệu bảng để phân tích và kết quả đạt được với độ tin cậy là 95%. Kết

quả cho thấy tất cả các biến nghiên cứu đều có khả năng giải thích sự khác nhau của

hệ số P/E, trong đó mối liên hệ tiêu cực có ý nghĩa thống kê giữa hệ số P/E với tỷ lệ

thanh toán cổ tức.

2.2.2.Bằng chứng cho thấy tăng trưởng thu nhập của công ty có ảnh

hưởng đến hệ số P/E của các công ty niêm yết.

Reilly et al. (1983) cho thấy tăng trưởng thu nhập ảnh hưởng tích cực đến hệ

số P/E khi Tác giả kiểm tra chuỗi thời gian về mối liên hệ của hệ số P/E bằng cách

sử dụng mô hình hồi quy đa biến cho dữ liệu S&P 500 giai đoạn 1963-1980.

Loughlin (1996) nghiên cứu S&P 500 và đưa ra kết luận rằng lợi nhuận

mong đợi có mối liên hệ tích cực tới hệ số P/E với sức mạnh giải thích cao nhất.

White (2000) sử dụng dữ liệu của S&P 500 trong giai đoạn 1926- 1997 để hồi quy

đa biến và tìm ra là tăng trưởng thu nhập của công ty có ý nghĩa trong việc xác định

hệ số P/E.

Gill (2003) nghiên cứu thị trường Ấn Độ, lấy dữ liệu chỉ số BSE 100 giai

đoạn 1997-2001 đưa ra kết luận là lợi nhuận cao dẫn đến tăng hệ số P/E và công ty

với EPS tăng trưởng với tỷ lệ cao và bền vững nên được xem xét đầu tư.

Muhammad, Azam, (2010) phân tích dữ liệu của 35 công ty chi trả cổ tức

trên thị trường chứng khoán Karachi trong giai đoạn 2000-2008 kiểm tra trên Panel

Data như F-Test LM test của Breusch and Pagan (1980) và Hausman specification

(1978) và đưa ra kết luận về tác động của tăng trưởng lợi nhuận đến hệ số P/E là

tích cực và có ý nghĩa thống kê, kết quả này hỗ trợ cho kết luận của Amoako-Adu,

Ben & Smith, Brian (2002).

Vahid Faezinia (2012) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hệ số P/E ở thị

trường chứng khoán Tehran, nghiên cứu mối liên hệ giữa hệ số P/E và 08 biến kinh

tế tài chính bao gồm lãi suất, lạm phát, tỷ lệ tăng trưởng, rủi ro hệ thống (beta), quy

mô công ty (market value), ROE, tỷ suất cổ tức, tỷ lệ nợ so với vốn chủ. Kết quả

cho thấy tất cả các biến nghiên cứu đều có khả năng giải thích sự khác nhau của hệ

số P/E, cụ thể là mối liên hệ trực tiếp hay tích cực có ý nghĩa giữa hệ số P/E và tỷ lệ

tăng trưởng thu nhập của công ty.

2.2.3.Bằng chứng cho thấy đòn bẩy tài chính có mối liên hệ với hệ số

P/E.

Kulling Karl Johan & Lundberg Filip (2007) cho ra kết quả là các biến như

tỷ lệ cổ tức, lãi suất, P/B, quy mô công ty, đòn bẩy tài chính có tác động đến hệ số

P/E. Trong đó đòn bẩy tài chính có ảnh hưởng tiêu cực có ý nghĩa đến hệ số P/E có

nghĩa là biến này tăng thì hệ số P/E giảm.

Trong khi Vahid Faezinia (2012) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ số

P/E ở thị trường chứng khoán Tehran, kết quả cho thấy mối liên hệ tích cực có ý

nghĩa giữa hệ số P/E và đòn bẩy tài chính của công ty.

2.2.4.Bằng chứng cho thấy biến động giá thị trường có liên hệ với hệ số

P/E

Kane et el. (1996) nghiên cứu giai đoạn 1953-1994 để kiểm tra mối liên hệ

giữa hệ số P/E và biến động thị trường đối với S&P 500, phân tích hồi quy cho thấy

rằng biến động thị trường có mối quan hệ tiêu cực có ý nghĩa với hệ số P/E.

Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004) nghiên cứu chuỗi thời gian

theo quý, điều tra các yếu tố cơ bản của hệ số P/E ở thị trường chứng khoán

Australian giai đoạn 1-1984 và 3-2001. Kết quả cho thấy rằng hệ số P/E như là sự

giảm với biến động thị trường.

Sushil Kumar Bhadu and D.P Warne (2009) phân tích dữ liệu của 243 công

ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Bombay trong giai đoạn 2001-2007 để

kiểm tra các tham số nhân tố khác nhau quyết định đến hệ số P/E trong thị trường

vốn Ấn Độ và kết quả hồi quy đa biến trên các biến chuẩn hoá cho thấy sự biến

động trong giá cả thị trường là nhân tố quyết định quan trọng nhất đến hệ số P/E ở

thị trường vốn Ấn Độ.

2.2.5.Bằng chứng cho thấy quy mô công ty có mối liên hệ với hệ số P/E

của công ty.

Cho (1994) kiểm tra sức mạnh giải thích của quy mô công ty và ngành công

nghiệp sau khi cố định các nhân tố tác động khác bằng cách phân loại các công ty

thành 05 nhóm ngành công nghiệp dựa trên bản chất kinh doanh của họ. Kết quả hồi

quy đã mô tả rằng quy mô công ty có mối liên hệ tiêu cực với hệ số P/E.

Anderson and Brooks (2006) nghiên cứu dữ liệu của tất cả công ty UK giai

đoạn 1975-2003 và kết luận rằng với các biến cụ thể công ty, hệ số P/E cũng bị ảnh

hưởng bởi 03 yếu tố cơ bản là quy mô công ty, năm tính P/E và ngành công nghiệp.

Kulling Karl Johan & Lundberg Filip (2007) cho ra kết quả là quy mô công

ty có ảnh hưởng tiêu cực đến hệ số P/E.

Sushil Kumar Bhadu and D.P Warne (2009) phân tích dữ liệu của 243 công

ty niêm yết trên thị trường chứng khoán Bombay trong giai đoạn 2001-2007 để

kiểm tra các tham số nhân tố khác nhau quyết định đến hệ số P/E trong thị trường

vốn Ấn Độ và kết quả hồi quy đa biến trên các biến chuẩn hoá cho thấy quy mô

công ty là nhân tố quyết định quan trọng nhất đến hệ số P/E ở thị trường vốn Ấn

Độ.

Vahid Faezinia (2012) nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hệ số P/E ở thị

trường chứng khoán Tehran, kết quả cho thấy mối liên hệ trực tiếp hay tích cực có ý

nghĩa giữa hệ số P/E và quy mô của công ty.

2.2.6.Bằng chứng cho thấy có mối liên hệ giữa thu nhập thị trường và hệ

số P/E

Thu nhập thị trường bao gồm tỷ lệ thanh toán cổ tức và sự thay đổi trong giá cổ

phiếu của năm tài chính hỗ trợ bởi nghiên cứu của Sushil Kumar Bhadu and D.P

Warne (2009), Dr Talat Aza (2012).

2.2.7.Bằng chứng cho thấy có mối liên hệ giữa Tobin’s Q và hệ số P/E

Dr Talat Afza (2012) kết quả nghiên cứu cho thấy rằng Tobin’s Q là nhân tố

quyết định tích cực quan trọng đến hệ số P/E .

2.3. Tổng hợp các nghiên cứu trước đây về các yếu tố quyết định đến hệ số

P/E.

Một số nhà nghiên cứu tiến hành phân tích thực nghiệm thị trường bằng cách

sử dụng các mẫu dữ liệu khác nhau ở các nước phát triển và các nước đang phát

triển và kết quả là họ đã tìm thấy các bằng chứng hỗn hợp liên quan đến các yếu tố

quyết định đến hệ số P/E của các công ty niêm yết. Sau đây là một số bằng chứng

thực nghiệm trong việc kiểm tra các yếu tố quyết định đến hệ số P/E của các nhà

nghiên cứu trước được tóm tắt như sau:

Bảng 2.1 Bảng tóm tắt kết quả của các nghiên cứu trước.

Tên tác giả Nội dung nghiên cứu Kết quả nghiên cứu

Reilly et al. (1983) Hồi quy đa biến Dữ - P/E tăng lên với việc tăng trong

liệu S&P 500 giai chi trả cổ tức, tăng trưởng thu nhập

đoạn 1963 tới 1980 và tăng trưởng cổ tức

- P/E giảm với sự tăng lên của tốc

độ thất bại trong kinh doanh, thu

nhập phi rủi ro, biến động lạm phát

và biến động thu nhập.

Kane et el. (1996) Hồi quy dữ liệu S&P - Biến động thị trường, tốc độ lạm

500 phát và sản xuất công nghiệp có ý

nghĩa tiêu cực với hệ số P/E

-Lãi suất thực và tỷ suất cổ tức tác

động tiêu cực nhưng lại không có ý

nghĩa thống kê.

Loughlin (1996) - Chi trả cổ tức và lợi nhuận mong

đợi có mối liên hệ tích cực tới tỷ số

P/E với sức mạnh giải thích cao

nhất.

-Lãi suất tín phiếu kho bạc tỷ lệ

nghịch với hệ số P/E.

Vahid Faezinia Thị trường chứng Biến lãi suất, tỷ lệ cổ tức và lạm

(2012) khoán Tehran phát có mối liên hệ nghịch với hệ số

P/E.

Mối liên hệ tích cực, tr ực tiếp có ý

nghĩa giữa hệ số P/E và các biến tỷ

lệ tăng trưởng, rủi ro, hệ số nợ, ROE

và quy mô công ty.

Dr Talat Afza Công ty niêm yết trên Tỷ lệ chi trả cổ tức và Tobin’s Q là

(2012) Karachi stock nhân tố quyết định quan trọng nhất

exchange trong đến tỷ số P/E đối với phân tích tổng

khoảng thời gian 2005 hợp cũng như phân tích chuổi thời

– 2009 gian.

Sushil Kumar Phân tích dữ liệu của Tỷ lệ thanh toán cổ tức, tobin’s Q,

Bhadu and D.P 243 công ty niêm yết đòn bẩy tài chính, thu nhập thị

Warne (2009) trên thị trường chứng trường, biến động giá thị trường,

khoán Bombay trong tăng trưởng thu nhập và quy mô

giai đoạn 2001-2007 công ty tác động đến P/E. Trong đó

biến động trong giá cả thị trường và

quy mô công ty là nhân tố quyết

định quan trọng nhất đến hệ số P/E

Muhammad, Phân tích dữ liệu của -Tăng trưởng thu nhập và tỷ lệ thanh

Azam, (2010) 35 công ty chi trả cổ toán cổ tức có mối quan hệ tích cực

tức trên thị trường có ý nghĩa đến hệ số P/E, kết quả

chứng khoán Karachi này hỗ trợ cho kết luận của

trong giai đoạn 2000- Amoako-Adu, Ben & Smith, Brian

2008 (2002).

Puwanenthiren Nghiên cứu 30 công ty - Tỷ lệ thanh toán cổ tức có tác động

Premkanth (2013) niêm yết trên Colombo tích cực và có ý nghĩa thống kê tới

Stock Exchange từ hệ số P/E.

năm 2007-2011

- Lợi nhuận cao dẫn đến tăng hệ số Gill (2003) Nghiên cứu thị trường

P/E Ấn Độ, lấy dữ liệu chỉ

- Công ty với thu nhập tăng trưởng số BSE 100 giai đoạn

cao và bền vững nên được xem xét 1997-2001

đầu tư.

Kulling Karl Johan - Tỷ lệ cổ tức, lãi suất, P/B, quy mô

& Lundberg Filip công ty, đòn bẩy tài chính có tác

(2007) động đến hệ số P/E. Trong đó, cổ

tức có ảnh hưởng tiêu cực đến hệ số

P/E có nghĩa là các biến này tăng thì

hệ số P/E giảm.

Harri Ramcharran Nghiên cứu yếu tố - Tăng trưởng và rủi ro tín dụng như

(2002), quyết định hệ số P/E là nhân tố quyết định sự khác biệt

của 21 thị trường mới của hệ số P/E ở thị trường mới nổi.

nổi giai đoạn 1992-

1999

CHƯƠNG 3: THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU

3.1. Giới thiệu

Trong bài nghiên cứu này Tác giả dùng phần mềm Stata phiên bản 11 để hồi

quy đa biến dữ liệu bảng với bộ số liệu tổng hợp trong giai đoạn từ 2008-2012 cho

các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM

(HOSE) bằng 03 mô hình: Pooled Regress Model, Fixed Effect Model, Random

Effect Model.

Trong đó, tính đến biến động trong suốt thời kỳ nghiên cứu, tác giả tiếp tục

phân tích chuỗi thời gian 2008-2012 dựa trên dữ liệu chéo của từng năm để kiểm tra

xem liệu các yếu tố quyết định hệ số P/E có khác gì qua các năm và có ảnh hưởng

đến quyết định đầu tư của các nhà đầu tư hay không.

3.2. Chọn mẫu và thu thập dữ liệu

3.2.1. Chọn mẫu

Trong nghiên cứu thực nghiệm, việc chọn mẫu là việc rất quan trọng vì việc

chọn mẫu có tác động rất lớn đến kết quả nghiên cứu sau này. Trong bài nghiên cứu

này, dữ liệu niêm yết trải dài từ năm 2000-2013, cụ thể là vào năm 2000 chỉ có 02

cổ phiếu niêm yết, đến năm 2005 là 18 cổ phiếu và đến năm 2006 được 84 cổ phiếu

niêm yết. Do đó, để đạt được mẫu tương đối hợp lý, Tác giả đã chọn 110 công ty

phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM (HOSE) bắt đầu từ

năm 2008-2012. Nhưng theo lý thuyết hệ số P/E phải là số dương nên các cổ phiếu

có hệ số P/E âm phải được loại bỏ và dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu là dạng dữ

liệu bảng trong giai đoạn 2008-2012, vì vậy các quan sát không đầy đủ trong giai

đoạn này cũng sẽ bị loại bỏ cho điều kiện bảng cân bằng để không ảnh hưởng đến

kết quả nghiên cứu sau này. Kết quả là mẫu còn lại là 83 công ty đạt điều kiện chọn

lọc theo yêu cầu của mẫu.

3.2.2. Thu thập dữ liệu

Dữ liệu thu thập cho các biến nghiên cứu thực nghiệm trong giai đoạn từ

2008-2012 được lấy từ các báo cáo tài chính đã kiểm toán của các công ty niêm yết,

các số liệu thống kê giao dịch hàng ngày được công bố thông tin tại Sở Giao dịch

Chứng khoán TP. HCM (HOSE). Các công ty được đưa vào mẫu là các công ty đã

niêm yết trước khi kết thúc năm tài chính 2012, tức là trước ngày 31/12/2012 và

hiện nay vẫn còn niêm yết.

Việc tính toán giá trị cho các biến này tác giả đã dựa vào công thức cụ thể

của từng biến liên quan đến mô hình.

Giá cả dùng cho tính toán các biến liên quan được thống kê từ các phiên giao

dịch tại Sở Giao dịch Chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh (HOSE), tỷ lệ thanh

toán cổ tức là tỷ lệ cổ tức bằng tiền mặt.

3.3. Lựa chọn biến và mô hình thực nghiệm

3.3.1. Lựa chọn các biến

Việc lựa chọn biến cho nghiên cứu thực nghiệm này hoàn toàn dựa vào các

nghiên cứu trước đó cụ thể là theo nghiên cứu của Dr Talat và cộng sự ( 2012) và

Kumar and Warne ( 2009) các biến lựa chọn cho nghiên cứu này bao gồm 01 biến

phụ thuộc là hệ số giá trên thu nhập (P/E) và 07 biến độc lập là tỷ lệ thanh toán cổ

tức hàng năm (DP), đòn bẩy tài chính (Lev), thu nhập thị trường (MktRtr), biến

động giá thị trường (VMP), tăng trưởng thu nhập (EGrowth) và quy mô doanh

nghiệp (Size).

3.3.2. Cơ sở hình thành các giả thiết nghiên cứu

Từ cơ sở lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm đã nghiên cứu trong

chương 2 và với mục tiêu là xác định được các yếu tố nào quyết định đến hệ số P/E

của các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán TP. HCM

(HOSE) điều đó đã dẫn đến việc hình thành nên các giả thiết kỳ vọng cho nghiên

cứu này như sau :

Lý thuyết cho thấy với tỷ lệ thanh toán cổ tức cao sẽ chuyển tải tín hiệu làm

cho hệ số P/E cao hơn trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, tuy nhiên thanh

toán cổ tức cao sẽ làm giảm lợi nhuận giữ lại để duy trì nhu cầu tăng trưởng của

công ty, trong khi rủi ro cao sẽ làm cho P/E ở mức thấp. Nghiên cứu thực nghiệm

cho thấy một số tác động tích cực, trong khi số khác lại tác động tiêu cực. Mối liên

hệ mong đợi là thanh toán cổ tức có liên hệ tích cực tới hệ số P/E điều này được hỗ

trợ bởi Reilly et al. (1983), Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller,

A.J., (2004), Muhammad, Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren

Premkanth (2013) giả thiết tỷ lệ thanh toán cổ tức (DP) được hình thành.

Giả thiết DP: Thanh toán cổ tức có mối liên hệ tích cực với hệ số P/E

Hệ số Tobin’s Q tăng lên sẽ thu hút sự được sự chú ý của các nhà đầu tư và

điều đó làm tăng niềm tin cho nhà đầu tư khi lựa chọn cổ phiếu vào danh mục của

họ và dẫn đến tăng hệ số P/E, điều này được hỗ trợ bởi Dr Talat Afza (2012). Do đó

giả thiết Q được hình thành.

Q: Tobin’s Q có mối liên hệ tích cực với hệ số P/E.

Công ty cần giảm đòn bẩy tài chính để thu hút sự chú ý của các nhà đầu tư và

tăng niềm tin của họ trong việc lựa chọn các công ty có đòn bẩy tài chính thấp vào

dannh mục của họ, điều này được hỗ trợ bởi Kulling Karl Johan & Lundberg Filip

(2007), Dr Talat Afza (2012). Do đó, giả thiết Lev được hình thành.

Lev : Đòn bẩy tài chính có tác động tiêu cực đến hệ số P/E

Thu nhập thị trường bao gồm tỷ lệ thanh toán cổ tức và sự thay đổi trong giá

cổ phiếu của năm tài chính càng cao thì nhà đầu tư càng thích, cổ phiếu nào có khả

năng tạo ra thu nhập lớn thì được nhà đầu tư lựa chọn vào danh mục của họ, điều

này được hỗ trợ bởi nghiên cứu của Sushil Kumar Bhadu and D.P Warne (2009), Dr

Talat Aza (2012). Do đó, giả thiết MktRtr được hình thành.

MktRtr: Thu nhập thị trường có mối liên hệ tích cực tới hệ số P/E

Biến động giá cả tác động tích cực đến các nhà đầu tư, điều này hàm ý rằng

các cổ phiếu có biến động giá nhiều các nhà đầu tư sẽ thích hơn vì họ có thể đạt lợi

ích cao về lãi vốn điều này được hỗ trợ bởi Sushil Kumar Bhadu and D.P Warne

(2009). Do đó, giả thiết VMP được hình thành.

VMP: biến động giá cả thị trường có mối liên hệ tích cực đến hệ số P/E

Công ty nào có tiềm năng tăng trưởng ổn định, trưởng thành thì có hệ số P/E

nhỏ hơn với công ty trẻ tăng trưởng nhanh Anderson and Brooks (2006), tăng

trưởng thu nhập cao làm cho nhà đầu tư thích hơn vì vốn của họ ngày càng phình ra,

điều này được hỗ trợ bởi Reilly et al. (1983), Loughlin (1996), White (2000), Gill

(2003), Muhammad, Azam (2010), Vahid Faezinia (2012). Do đó, giả thiết Egrowth

được hình thành.

Egrowth: Tăng trưởng thu nhập có mối liên hệ tích cực đến hệ số P/E

Quy mô công ty tác động tiêu cực đến hệ số P/E hàm ý các nhà đầu tư sẵn

sàng đầu tư vào công ty nhỏ với tiềm năng tăng trưởng nhanh điều này được hỗ trợ

bởi Cho (1994), Kulling Karl Johan & Lundberg Filip (2007) và Sushil Kumar

Bhadu and D.P Warne (2009). Do đó, giả thiết Size được hình thành.

Size : Quy mô công ty có mối liên hệ tiêu cực đến hệ số P/E.

Dựa trên các cơ sở hình thành lên các giả thiết ta tổng hợp giả thiết các biến tác

động dự kiến kỳ vọng về dấu đến hệ số P/E thể hiện trong sơ đồ 2.3

Tobin’s Q Tăng trưởng thu nhập ròng Thu nhập thị trường Tỷ lệ thanh toán cổ tức

+ MktRtr + Q + DP + EGrowth

P/E: Hệ số giá trên thu nhập mỗi cổ phiếu.

- Lev - Size + VMP

Biến động giá thị trường Quy mô công ty Đòn bẩy tài chính

Sơ đồ 3.2 : Tác động dự kiến của các biến đến hệ số P/E.

3.3.3. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm

Nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính Kumar and Warne (2009) và

việc phân tích thực nghiệm này được chia làm 02 phần:

Phần 1: Phân tích hồi quy đa biến dựa trên dữ liệu bảng tổng hợp trong giai

đoạn 2008-2012 để kiểm tra yếu tố nào quyết định đến hệ số P/E theo phương pháp

hồi quy POOLED, FEM, REM và ước lượng GLS trên dữ liệu bảng.

Phần 2: Phân tích hồi quy đa biến dựa trên dữ liệu chuỗi thời gian 2008-2012

bằng cách ước tính một phương trình hồi quy đa biến riêng biệt cho mỗi năm dựa

trên dữ liệu chéo.

Mô hình thực nghiệm:

PEit = α + β1Dpit + β2Qit + β3Levit + β4MktRtrit +β5VMPit +

β6Egrowthit + β7Sizeit + e

Trong đó:

PEit = Tỷ số P/E của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được tính toán bằng cách lấy giá thị trường của cổ phiếu (P) chia cho thu nhập trên

mỗi cổ phiếu thường (EPS). Trong đó, P là giá thị trường tại thời điểm tính cuối

năm tài chính, EPS là của năm tài chính đang tính, EPS này được tính bằng lợi

nhuận sau thuế trừ đi lợi ích cổ đông thiểu số rồi chia cho số cổ phiếu lưu hành bình

quân năm tính.

DPit = Tỷ lệ thanh toán cổ tức của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được đo bằng tỷ lệ của cổ tức được thanh toán cho một cổ phần (DPS) trên thu

nhập mỗi cổ phần (EPS). Trong đó, EPS là của năm tài chính đang tính, EPS này

được tính bằng lợi nhuận sau thuế trừ đi lợi ích cổ đông thiểu số rồi chia cho số cổ

phiếu lưu hành bình quân năm tính.

Qit = Tobin’s Q của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được tính bằng tỷ lệ của tổng (giá trị thị trường + nợ) chia cho tổng giá trị tài sản

tính trên sổ sách. Trong đó, tổng giá trị thị trường của công ty = giá thị trường *

khối lượng cổ phiếu đang lưu hành + giá trị nợ.

LEVit = Đòn bẩy tài chính của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được tính toán bằng cách lấy tổng giá trị nợ chia cho tổng giá trị tài sản sổ sách.

MktRtrit = Thu nhập thị trường của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Tính toán bằng cách lấy tỷ lệ cổ tức tiền mặt + tỷ lệ thay đổi trong giá cổ phần so

với giá năm trước. Trong đó, thay đổi trong giá = Giá đóng cửa năm (t) – giá đóng

cửa năm (t-1) / giá đóng cửa năm (t-1).

VMPit = Biến động trong giá cả thị trường của cổ phiếu qua các phiên giao dịch

của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được tính toán bằng cách: Tính giá trung bình trong phiên giao dịch sau đó lấy độ

lệch chuẩn của giá trung bình đó.

Egrowthit = Tăng trưởng thu nhập của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Được tính bằng phần trăm thay đổi trong thu nhập ròng. Tức là lấy thu nhập ròng

năm (t) / năm (t-1).

Sizeit = Quy mô công ty của công ty thứ i trong khoảng thời gian t.

Tính toán bằng cách lấy logarit cơ số tự nhiên của doanh số bán hàng hàng năm.

Với i = (1, 83)

t = (2008, 2012)

3.4. Phương pháp nghiên cứu

Tác giả sử dụng phần mềm phân tích dữ liệu Stata phiên bản 11 để xử lý dữ

liệu bảng vì dữ liệu bảng liên quan đến từng doanh nghiệp theo thời gian nên sẽ có

tính dị biệt, trong khi kỹ thuật ước lượng dữ liệu bảng có thể xem xét đến tính dị

biệt đó. Dữ liệu bảng có sự kết hợp theo thời gian của các quan sát nên nó sẽ ít xảy

ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến nghiên cứu, chứa đựng nhiều thông tin

hơn, đa dạng hơn, nhiều bậc tự do hơn và hiệu quả hơn.

Trình tự phân tích dữ liệu được tiến hành theo các bước cụ thể như sau:

- Dùng phân tích thống kê mô tả để thấy rõ về thông tin tổng hợp của tất cả

các biến như trung bình, trung vị, độ lệch chuẩn.

- Dùng ma trận tương quan phân tích mối tương quan giữa các biến để thấy

được sự tương quan và mối liên hệ tuyến tính của các biến.

- Tiến hành phân tích hồi quy đa biến bằng mô hình POOLED cụ thể là OLS

bình thường, mô hình ảnh hưởng cố định (FEM), mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên

(REM) cho dữ liệu bảng.

- Dùng các kiểm định như Hausman Test, Likelihood Test, Breuch- Pagan

Test để kiểm định xem phương pháp nào thực sự phù hợp hơn với bộ dữ liệu này.

- Kiểm tra phát hiện tự tương quan, phương sai thay đổi trong mô hình.

- Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng hồi quy

GLS.

- Sau đó thảo luận về kết quả nghiên cứu thực nghiệm của phương pháp được

chọn cho kiểm định dữ liệu bảng.

Để góp phần củng cố cho kết quả nghiên cứu trong dữ liệu bảng, tác giả tiến

hành phân tích bằng mô hình riêng biệt cho từng năm trong giai đoạn 2008 – 2012.

Việc phân tích này được tiến hành thông qua hồi quy OLS dựa trên dữ liệu chéo của

từng năm và các kiểm định liên quan để kiểm tra xem yếu tố quyết định đến hệ số

P/E có khác nhau qua các năm hay không.

Cuối cùng là thảo luận kết quả nghiên cứu trên dữ liệu bảng cũng như trên

dữ liệu chéo của từng năm rồi đi đến kết luận về các yếu tố quyết định đến hệ số

P/E.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

Trong phần này, tác giả trình bày các kết quả phân tích thực nghiệm sau khi

chạy mô hình bằng phần mềm Stata phiên bản 11 theo trình tự các bước trong phần

3.4 phương pháp nghiên cứu.

4.1. Thống kê mô tả 2008-2012

Thống kê mô tả cho các biến nghiên cứu bao gồm 83 công ty phi tài chính

niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2008-2012, các biến được tính toán từ các báo

cáo tài chính và thông tin giao dịch thống kê hàng ngày tại Sở Giao dịch Chứng

khoán TP. HCM (HOSE). Các số liệu được thể hiện trong bảng 4.1

Bảng 4.1: Phân tích thống kê mô tả các biến (415 quan sát)

Biến Trung bình Độ lệch chuẩn

25% 75% Phần trăm 50% (Trung vị)

9.577214 10.32957 4.880524 7.17869 9.872801 PE

0.5180442 0.3795738 0.3352459 0.479992 0.6732046 DP

1.197752 0.6152424 0.8538335 1.024417 1.347508 Q

0.237485 0.1983006 0.385787 0.2283453 0.3893414 Lev

0.2413569 0.7885525 -0.2766337 0.0989685 0.6280436 MktRtr

4.179713 4.078671 1.6359 2.864944 5.166323 VMP

1.361647 1.969094 0.7468798 1.082661 1.441818 Egrowth

27.45183 1.217029 26.52898 27.37951 28.14121 Size

Trong bảng thống kê mô tả trên, ta thấy hệ số P/E trung bình là 9.58 điều này

cho thấy rằng các nhà đầu tư trung bình sẵn sàng trả 9.58 đồng để mua 1 đồng lợi

nhuận mà công ty đó tạo ra và trung vị là 7.18 cho thấy 50% lượng nhà đầu tư trả

thấp hơn giá trị trung bình và một số ít nhà đầu tư trả giá cao cho một số cổ phiếu

của công ty nổi trội nào đó hay hiện tượng làm giá đối với một công ty nào đó thể

hiện ở 25% trả ở mức từ 10 lần trở lên. Các công ty có tỷ lệ thanh toán cổ tức (DP)

trung bình là 51.8% so với thu nhập, trong khi 50% công ty trả cổ tức ở mức đến

48% thấp hơn mức trung bình và 25% trả trên 67% và 25% trả dưới 33% cho thấy

cổ tức rất được quan tâm trong giai đoạn này. Đòn bẩy tài chính (Lev) trung bình là

23.75% và 50% có đòn bẩy ở mức 22.8% thấp hơn mức trung bình cho thấy đa số

công ty tài trợ chủ yếu bằng vốn chủ sở hữu. Thu nhập thị trường (MktRtr) trung

bình 24% với độ lệch chuẩn khá cao là 78.8, Trong khi đó, biến động giá cổ phiếu

cao trong thời kỳ nghiên cứu là nguyên nhân gây nên độ lệch chuẩn này cao với

mức trung bình là 4.18. Tobin’Q cho thấy giá trị thị trường trung bình gấp 1.2 lần

giá sổ sách. Quy mô công ty trung bình là 27.5% với độ lệch chuẩn 1.21%, 50%

công ty có quy mô nhỏ hơn mức trung bình. Tăng trưởng lợi nhuận trung bình là

136% với độ lệch chuẩn lớn 197%, trung vị là 108% do đó 50% công ty có mức

tăng trưởng thấp hơn giá trị tăng trưởng trung bình.

4.2 . Phân tích tương quan dữ liệu tất cả các biến quan sát

Phân tích tương quan được tiến hành để kiểm tra mối liên hệ giữa tất cả các

biến trong suốt thời kỳ nghiên cứu để kiểm tra các biến này có tương quan với nhau

không, ta dùng ma trận tương quan giữa các biến được ước lượng, các biến được xét

theo mối tương quan từng đôi một và kết quả chỉ ra trong bảng 4.2.

Bảng 4.2: Ma trận tương quan giữa các biến

Biến PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

1.0000 PE

0.2336 ***

1.0000 DP

0.0251

1.0000 Q - 0.1318 ***

0.1348 ***

1.0000 0.0249 Lev - 0.1999 ***

- 0.0100

0.0636 0.0469

1.0000 MktRtr 0.3562 *** - 0.0739 - 0.1115 **

0.0540 1.0000 VMP 0.3416 *** - 0.1522 ***

- 0.1344 ***

0.0746 0.0162 1.0000 Egrowth 0.2317 *** - 0.0297 - 0.1728 ***

- 0.0671

0.0635 0.0307 -0.0085 1.0000 Size - 0.0725 0.2005 *** 0.2780 ***

Ghi chú: với mức *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 10%, 5% và 1%. ( Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11) Nhìn bảng ma trận tương quan trên ta thấy các biến độc lập có tương quan

với biến phụ thuộc và các biến độc lập có tương quan với nhau trong khi các hệ số

tương quan đều nhỏ hơn 0.4 thể hiện mối tương quan yếu và điều này cho thấy

không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến của dữ liệu của các biến trong mô hình.

4.3 . Hồi quy đa biến trên dữ liệu bảng POOLED, FEM, REM

Sử dụng phần mềm Stata 11 hồi quy trên cả 3 mô hình là POOLED, FEM,

REM trên dữ liệu bảng để kiểm tra tác động của các biến như tỷ lệ thanh toán cổ tức

(DP), tăng trưởng lợi nhuận (EGrowth), đòn bẩy tài chính (Lev), biến động giá thị

trường (VMP), thu nhập thị trường (MktRtr) và quy mô công ty (Size) đến hệ số

P/E của các công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2008-2012.

4.3.1. Kết quả chạy hồi quy

4.3.1.1 Hồi quy Pooled trên Panel Data

Trước tiên, tác giả chạy hồi quy Pooled trên dữ liệu bảng của 83 công ty phi

tài chính trong vòng 05 năm từ 2008 - 2012. Tuy nhiên, hồi quy Pooled ở đây thực

ra chỉ là hồi quy OLS bình thường, vì dữ liệu xếp chồng lên nhau xem như là dữ

liệu chéo, xem như không có sự khác biệt giữa các công ty và đặc điểm riêng này

không tồn tại, không tác động lên biến phụ thuộc, kết quả hồi quy thể hiện trong

bảng trong bảng 4.5

. reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 415 F( 7, 407) = 6.89 Model 4679.06399 7 668.437713 Prob > F = 0.0000 Residual 39494.7076 407 97.0385936 R-squared = 0.1059 Adj R-squared = 0.0905 Total 44173.7716 414 106.699931 Root MSE = 9.8508

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 5.810683 1.312581 4.43 0.000 3.2304 8.390967 Q 1.720921 .9419758 1.83 0.068 -.1308242 3.572666 Lev 10.27708 2.653204 3.87 0.000 5.061389 15.49278 MktRtr .3131225 .675399 0.46 0.643 -1.014583 1.640829 VMP .1214575 .1278237 0.95 0.343 -.1298194 .3727345 Egrowth -.595883 .2562735 -2.33 0.021 -1.099668 -.0920981 Size -1.111943 .4313598 -2.58 0.010 -1.959914 -.2639718 _cons 32.81815 11.53139 2.85 0.005 10.14963 55.48667

Bảng 4.5 kết quả hồi quy POOLED

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Dựa trên kết quả hồi quy bằng mô hình Pooled ta thấy rằng có 5 biến tác

động đến hệ số P/E có ý nghĩa thống kê. Trong đó, biến DP tác động cùng chiều với

hệ số P/E phù hợp với giả thiết đặt ra có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (P-value

=0.000) với hệ số Bêta = 5.810683 cho thấy biến DP quyết định quan trọng đến hệ

số P/E, cổ tức được thanh toán vơi tỷ lệ cao sẽ truyền tải thông tin là doanh nghiệp

làm ăn hiệu quả, tài chính đủ mạnh trong việc sẳn sàng nguồn tiền mặt, bên cạnh

một số nhà đầu tư ưa thích cổ tức, nên sẳn sàng đầu tư vào doanh nghiệp thanh toán

cổ tức, điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia của Reilly et al. (1983),

Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), Muhammad,

Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth (2013).

Biến Tobin’s Q tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc với hệ số Bêta =

1.720921 cho thấy biến này tác động mạnh và có ý nghĩa thống kê 10% đến hệ số

P/E đúng như giả thiết mong đợi, khi Tobin’s cao sẽ làm tăng niềm tin của nhà đầu

tư trong việc lựa chọn cổ phiếu vào danh mục của họ làm tăng hệ số P/E, phù hợp

với các nghiên cứu của Dr Talat Afza (2012).

Biến Lev tác động mạnh với hệ số hồi quy Bêta = 10.27708 cùng chiều với

hệ số P/E trái với giả thiết thiết có ý nghĩa thống kê mức 1%. Nhưng kết quả này

được hỗ trợ bởi lý thuyết của Modigliani Miller (1958) về đòn bẩy tài chính làm tối

đa hoá giá trị doanh nghiệp, tối đa hoá giá trị cho cổ đông và phù hợp với nghiên

cứu của Vahid Faezinia (2012).

Thu nhập thị trường (MktRtr) có tác động cùng chiều đến hệ số P/E với hệ số

Bêta = 0.3131225 đúng như giả thiết mong đợi và được hỗ trợ bởi nghiên cứu của

Sushil Kumar Bhadu and D.P Wanre (2009) và Dr Talat Aza (2012) nhưng không

có ý nghĩa thống kê khi P-value = 0.643.

Biến động giá thì trường (VMP) tác động tích cực đến hệ số P/E nhưng

không có ý nghĩa thống kê (P- value =0.343) với hệ số Bêta = 0.1214575 đúng với

giả thiết mong đợi, cho thấy cổ phiếu biến động giá nhiều sẽ làm nhà đầu tư thích

hơn để đạt được lợi ích cao về lãi vốn.

Tăng trưởng thu nhập (Egrowth) tác động tiêu cực có ý nghĩa thống kê 5%

tuy nhiên sự tác động này là không mạnh đến hệ số P/E với Bêta = -0.595883 điều

này trái với giả thiết mong đợi. Điều này có thể giải thích trên TTCK VN trong giai

đoạn giảm giá từ 2008. Công ty có tăng trưởng thu nhập nhưng giá liên tục bị bất

lợi do tình hình chung của thị trường, niềm tin nhà đầu tư giảm sút đã ảnh hưởng

đến hệ số P/E.

Quy mô công ty ( Size) tác động tiêu cực tới hệ số P/E với hệ số Bêta = -

1.111943 phù hợp với giả thiết mong đợi có ý nghĩa thống kê tại mức 1% (P-value

= 0.010), cho thấy nhà đầu tư sẳn sàng đầu tư vào công ty nhỏ với nhiều cơ hội tăng

trưởng, kết quả nghiên cứu này phù hợp với Cho(1994), Kulling Karl Johan &

Lundberg Filip (2007) và Sushil Kumar Bhadu and D.P Wanre (2009).

Tóm lại, kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập giải thích 10.59 % cho

biến phụ thuộc khi P-value = 0.1059 và có 5 biến tác động có ý nghĩa thống kê đến

hệ số P/E bao gồm: Thanh toán cổ tức, Tobin’s Q, Đòn bẩy tài chính, Tăng trưởng

thu nhập và Quy mô công ty.

4.3.1.2 Hồi quy bằng mô hình ảnh hưởng cố định (FEM)

Tiếp theo tác giả tiến hành hồi quy dữ liệu bảng bằng mô hình ảnh hưởng cố

định FEM, ở đây tác giả cố định theo phần tử chéo là công ty, xem các đặc điểm

riêng của từng công ty là có tác động đến biến phụ thuộc P/E và gây ra sự chênh

lệch về tung độ gốc và chênh lệch này là có thể xác định được, kết quả hồi quy

FEM thể hiện trong bảng 4.6

. xtreg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, fe

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 415 Group variable: Firm Number of groups = 83

R-sq: within = 0.2493 Obs per group: min = 5 between = 0.0015 avg = 5.0 overall = 0.0461 max = 5

F(7,325) = 15.41 corr(u_i, Xb) = -0.7101 Prob > F = 0.0000

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 5.580391 1.467881 3.80 0.000 2.692643 8.46814 Q 1.552384 1.258971 1.23 0.218 -.9243767 4.029144 Lev 19.27137 6.354308 3.03 0.003 6.770607 31.77214 MktRtr 1.91716 .6316816 3.04 0.003 .6744592 3.159861 VMP -.1404223 .136452 -1.03 0.304 -.4088629 .1280182 Egrowth -1.455743 .2414628 -6.03 0.000 -1.930771 -.980716 Size -7.140429 1.593826 -4.48 0.000 -10.27595 -4.00491 _cons 198.3745 44.4294 4.46 0.000 110.969 285.7801 sigma_u 9.7265936 sigma_e 8.3953674 rho .57306501 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(82, 325) = 2.87 Prob > F = 0.0000

Bảng 4.6 Kết quả hồi quy FEM

(Nguồn:Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Kết quả hồi quy cho thấy các biến độc lập giải thích được 24.93 % cho biến

phụ thuộc P/E với R square = 0.2493. Trong đó, có 5 biến tác động có ý nghĩa thống

kê đến hệ số P/E là DP, Lev, MktRtr, Egrowth và Size. Trong khi biến Q và VMP

có tác động nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Cụ thể như sau:

DP tác động cùng chiều với hệ số P/E phù hợp với giả thiết đặt ra có ý nghĩa

thống kê ở mức 1% ( P-value =0.000) với hệ số Bêta = 5.580391 cho thấy biến DP

quyết định quan trọng đến hệ số P/E, cổ tức được thanh toán vơi tỷ lệ cao sẽ truyền

tải thông tin là doanh nghiệp làm ăn hiệu quả hơn, tài chính đủ mạnh trong việc sẳn

sàng nguồn tiền mặt, bên cạnh một số nhà đầu tư ưa thích cổ tức, nên sẳn sàng đầu

tư vào doanh nghiệp có nhiều thanh toán cổ tức, điều này cũng phù hợp với các

nghiên cứu trước kia của Reilly et al. (1983), Loughlin (1996), Abul F.M.

Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), Muhammad, Azam, (2010), Dr Talat Afza

(2012), Puwanenthiren Premkanth (2013).

Biến Tobin’s Q tác động đến cùng chiều hệ số P/E với Bêta = 1.553284 đúng

như giả thiết mong đợi, tuy nhiên lại không có ý nghĩa thống kê với P-value =

0.218, phù hợp với nghiên cứu của Dr Talat Afza (2012).

Biến Lev tác động mạnh đến hệ số P/E với Bêta = 19.27137 có ý nghĩa thống

kê tại 1% (P-value = 0.003) điều này trái với giả thiết mong đợi, nhưng kết quả này

lại được hỗ trợ bởi lý thuyết của Modigliani Miller (1958) về đòn bẩy tài chính làm

tối đa hoá giá trị doanh nghiệp, tối đa hoá giá trị cho cổ đông.

Thu nhập thị trường (MktRtr) có tác động tích cực đến hệ số P/E ở mức thấp

với Bêta = 1.91716 và có ý nghĩa thống kê 1% ( P-value = 0.003) đúng như giả thiết

mong đợi và phù hợp với nghiên cứu của Vahid Faezinia (2012).

Biến động giá (VMP) tác động tiêu cực yếu đến hệ số P/E với Bêta = -

0.1404223 trái với giả thiết mong đợi nhưng lại không có ý nghĩa thống kê khi P-

A., Hiller, A.J., (2004).

value = 0.304, phù hợp với nghiên cứu của Kane et el. (1996) và Abul F.M. Shamsuddin,

Tăng trưởng thu nhập (Egrowth) tác động tiêu cực đến hệ số P/E có ý nghĩa

thống kê 1% (P- value = 0.000) tuy nhiên sự tác động này là rất yếu với Bêta = -

1.455743 trái với giả thiết mong đợi. Điều này có thể giải thích trên TTCK VN

trong giai đoạn giảm giá từ 2008.

Quy mô công ty (Size) tác động tiêu cực mạnh đến hệ số P/E với hệ số Bêta

= -7.140429 có ý nghĩa thống kê mức 1% (P- value =0.000). phù hợp với giả thiết

mong đợi.

4.3.1.3. Hồi quy bằng mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM)

Cuối cùng, tác giả tiến hành hồi quy dữ liệu bảng bằng mô hình ảnh hưởng

ngẫu nhiên REM, ở đây xem các đặc điểm riêng của từng công ty là có tác động đến

biến phụ thuộc P/E và gây ra sự chênh lệch về tung độ gốc và sự chênh lệch này là

ngẫu nhiên, kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng trong bảng 4.7

. xtreg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, re

Random-effects GLS regression Number of obs = 415 Group variable: Firm Number of groups = 83

R-sq: within = 0.2069 Obs per group: min = 5 between = 0.0077 avg = 5.0 overall = 0.1048 max = 5

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(7) = 55.82 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

Bảng 4.7 Kết quả hồi quy REM

PE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] DP 5.837347 1.320477 4.42 0.000 3.249261 8.425434 Q 1.961565 .9601229 2.04 0.041 .0797587 3.843371 Lev 11.00982 2.843472 3.87 0.000 5.436712 16.58292 MktRtr .5734846 .651343 0.88 0.379 -.7031241 1.850093 VMP .0957887 .1267065 0.76 0.450 -.1525515 .344129 Egrowth -.7928732 .2494164 -3.18 0.001 -1.28172 -.3040261 Size -1.269397 .4649249 -2.73 0.006 -2.180633 -.3581612 _cons 36.97718 12.49121 2.96 0.003 12.49485 61.45951 sigma_u 2.1958635 sigma_e 8.3953674 rho .06403134 (fraction of variance due to u_i) (Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Khi hồi quy bằng phương pháp REM, kết quả cho thấy các biến độc lập giải

thích 20.69% cho biến phụ thuộc với R square = 0.2069. Trong đó, 5 biến tác động

đến hệ số P/E có ý nghĩa thống kê, trong khi biến MktRtr tác động cùng chiều đến

hệ số P/E đúng như giả thiết kỳ vọng và biến VMP tác động cùng chiều ngược với

giả thiết mong đợi nhưng cả 2 lại không có ý nghĩa thống kê, cụ thể như sau:

DP tác động cùng chiều với hệ số P/E phù hợp với giả thiết đặt ra có ý nghĩa

thống kê ở mức 1% ( P-value =0.000) với hệ số Bêta = 5.837347 cho thấy biến DP

quyết định quan trọng đến hệ số P/E, cổ tức được thanh toán vơi tỷ lệ cao sẽ truyền

tải thông tin là doanh nghiệp làm ăn hiệu quả hơn, làm tăng hệ số P/E, điều này

cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia của Reilly et al. (1983), Loughlin

(1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), Muhammad, Azam, (2010),

Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth (2013).

Biến Tobin’s Q tác động đến cùng chiều mạnh đến hệ số P/E với Bêta =

1.961565 đúng như giả thiết mong đợi và có ý nghĩa thống kê tại mức 5% với giá trị

P-value = 0.041 phù hợp với nghiên cứu của Dr Talat Afza (2012).

Biến Lev tác động mạnh đến hệ số P/E với hệ số hồi quy Bêta = 11.0982 có

ý nghĩa thống kê tại 1% ( P-value = 0.000) điều này trái với giả thiết mong đợi,

nhưng kết quả này lại được hỗ trợ bởi lý thuyết của Modigliani Miller (1958) về

đòn bẩy tài chính làm tối đa hoá giá trị doanh nghiệp, tối đa hoá giá trị cho cổ đông

và kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Vahid Faezinia (2012).

Thu nhập thị trường (MktRtr) có tác động tích cực đến hệ số P/E ở mức thấp

với Bêta = 0.5734846 không có ý nghĩa thống kê với giá trị P-value = 0.379 đúng

như giả thiết mong đợi và phù hợp với nghiên cứu của Vahid Faezinia (2012).

Biến động giá (VMP) tác động tích cực yếu đến hệ số P/E với Bêta =

0.0957887 phù hợp với giả thiết mong đợi, nhưng lại không có ý nghĩa thống kê khi

P-value = 0.450.

Tăng trưởng thu nhập (Egrowth) tác động tiêu cực đến hệ số P/E có ý nghĩa

thống kê 1% (P- value = 0.001) tuy nhiên sự tác động này là yếu với Bêta = -

0.7928732 trái với giả thiết mong đợi. Điều này có thể giải thích trên TTCK VN

trong giai đoạn giảm giá từ 2008.

Quy mô công ty (Size) tác động tiêu cực đến hệ số P/E với hệ số Bêta = -

1.269397 có ý nghĩa thống kê mức 1% (P- value =0.006) phù hợp với giả thiết

mong đợi. Có nghĩa là công ty có quy mô nhỏ có nhiều cơ hội tăng trưởng. Nhà đầu

tư thích đầu tư vào công ty nhỏ hơn là công ty lớn, kết quả này phù hợp với kết quả

của Cho(1994), Kulling Karl Johan & Lundberg Filip (2007) và Shusil Kumar

Bhadu and Wanre (2009).

Sau khi hồi kiểm định quy dữ liệu bảng trên cả 3 mô hình Pooled, FEM và

REM, để xem xét mô hình nào là phù hợp và kết quả là tốt nhất trong nghiên cứu

với bộ dữ liệu hiện có, tác giả tiếp tục thực hiện các kiểm định liên quan như

Likelihood Test, Breuch and Pagan Test, Hausman Test và Sagan Hansen Test để so

sánh, việc này sẽ thể hiện trong phần 4.3.2

4.3.2. So sánh lựa chọn mô hình phù hợp nhất cho bộ số liệu hiện có

4.3.2.1. So sánh giữa mô hình POOLED và mô hình FEM

Trước tiên, tác giả so sánh giữa mô hình Pool và FEM bằmg cách dùng kiểm

định Likelihood Ratio Test để kiểm tra với các giả thiết đặt ra là:

Ho: sử dụng Pooled là hiệu quả hơn FEM

H1: sử dụng FEM hiệu quả hơn Pooled

Để kiểm định ta tiến hành chạy hồi quy hồi quy FEM trên kết quả hồi quy

thu được ta có dòng cuối của kết quả hồi quy là dòng kết quả dùng cho kiểm định

Likelihood Ratio Test. Nếu như ta chấp nhận giả thiết Ho có nghĩa là sử dụng mô

hình Pooled hiệu quả hơn và ngược lại khi ta bác bỏ H0 thì khi đó sử dụng mô hình

FEM sẽ hiệu quả hơn so với mô hình Pool, khi kiểm định hồi quy với bộ số liệu

hiện có. Kết quả kiểm định thể hiện chi tiết trong bảng 4.8

. xtreg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, fe

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 415 Group variable: Firm Number of groups = 83

R-sq: within = 0.2493 Obs per group: min = 5 between = 0.0015 avg = 5.0 overall = 0.0461 max = 5

F(7,325) = 15.41 corr(u_i, Xb) = -0.7101 Prob > F = 0.0000

Bảng 4.8 Kết quả kiểm định Likelihood Test

(Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm Stata 11) Từ kết quả trong bảng hồi quy FEM trên ta thấy giá trị Prob > F = 0.0000 <

Alpha 5% ở dòng cuối cùng trong bảng 4.8. Ta bác bỏ giả thiết Ho là sử dụng mô hình Pool hiệu quả hơn mô hình FEM (cid:1) Chấp nhận giả thiết H1 và đi đến kết luận

là sử dụng mô hình FEM tốt hơn so với mô hình Pooled với bộ số liệu hiện có. Tiếp

theo ta tiến hành lựa chọn giữa mô hình Pool và mô hình REM thể hiện cụ thể trong

phần 4.3.2.2

4.3.2.2. So sánh giữa mô hình POOLED và mô hình REM

Sau khi chấp nhận mô hình FEM sử dụng tốt hơn mô hình Pool, tác giả tiếp

tục dùng kiểm định Breuch and Pagan Test để kiểm định giữa mô hình Pool và mô

hình REM, với giả thiết đặt ra là:

Ho: Sử dụnh mô hình POOLED tốt hơn mô hình REM

H1: Sử dụng mô hình REM tốt hơn mô hình POOLED

Kết quả nếu như ta chấp nhận giả thiết Ho thì kết luận rằng dùng mô hình

Pooled tốt hơn mô hình REM, ngược lại nếu bác bỏ Ho ta kết luận dùng mô hình

REM là tốt hơn mô hình Pool với bộ số liệu hiện có. Kết quả kiểm định bằng

Breuch and Pagan Test thể hiện trong bảng 4.9

. xttest0

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects

PE[Firm,t] = Xb + u[Firm] + e[Firm,t]

Estimated results: Var sd = sqrt(Var) PE 106.6999 10.32957 e 70.48219 8.395367 u 4.821816 2.195863

Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 33.54 Prob > chi2 = 0.0000

Bảng 4.9 Kết quả kiểm định Breuch Pagan Test

(Nguồn: Kết quả chạy từ phần mềm Stata 11)

Từ kết quả kiểm định trong bảng 4.9, kết quả cho thấy giá trị Prob > chi2 =

0.0000 < alpha 5%. Ta bác bỏ giả thiết Ho là sử dụng mô hình Pool tốt hơn mô hình REM(cid:1) Chấp nhận giả thiêt H1 và kết luận là sử dụng mô hình REM tốt hơn mô

hình Pooled. Sau khi, chấp nhận FEM và REM đều tốt hơn mô hình Pool ta tiến

hành so sánh giữa mô hình FEM và mô hình REM, cụ thể trong mục 4.3.2.3

4.3.2.3. So sánh giữa mô hình FEM và mô hình REM

Để so sánh mô hình FEM và mô hình REM tác giả sử dụng Hausman Test để

kiểm định, với giả thiết là:

Ho: Sử dụng mô hình REM sẽ tốt hơn mô hình FEM

H1: Sử dụng mô hình FEM tốt hơn mô hình REM

. hausman FE RE

Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) FE RE Difference S.E. DP 5.580391 5.837347 -.2569559 .6411063 Q 1.552384 1.961565 -.4091813 .814353 Lev 19.27137 11.00982 8.261559 5.682596 MktRtr 1.91716 .5734846 1.343675 . VMP -.1404223 .0957887 -.2362111 .0506418 Egrowth -1.455743 -.7928732 -.6628702 . Size -7.140429 -1.269397 -5.871032 1.524509 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = -63.98 chi2<0 ==> model fitted on these data fails to meet the asymptotic assumptions of the Hausman test; see suest for a generalized test

Bảng 4.10a Kết quả kiểm định Hausman Test

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Tuy nhiên, sau khi khi chạy kiểm định bằng Hausman Test để so sánh, kết

quả kiểm định cho thấy chưa đủ điều kiện để kết luận. Do đó, tác giả tiếp tục làm

thêm kiểm định phụ về điều kiện phù hợp của mô hình REM bằng phương pháp

kiểm định Sargan - Hansen Test với giả thiết:

Ho: Mô hình REM đủ điều kiện xác định.

H1: Mô hình REM chưa đủ điều kiện xác định.

Nếu như P-value > Alpha 5% thì chấp nhận giả thiết Ho thì kết luận là mô

hình REM đủ điều kiện xác định, ngược lại mô hình REM không đủ điều kiện xác

định. Kết quả kiểm định này thể hiện trong bảng 4.10

Test of overidentifying restrictions: fixed vs random effects Cross-section time-series model: xtreg re Sargan-Hansen statistic 107.703 Chi-sq(7) P-value = 0.0000 (Nguồn: kết quả chạy từ phần mềm Stata 11)

Bảng 4.10b Kết quả điều kiện xác định mô hình REM . xtoverid

Từ kết quả kiểm định Sargan – Hansen Test trong bảng 4.10, cho thấy giá trị P-value =0.0000 < alpha 5%. Do đó, ta bác bỏ giả thiết Ho (cid:1) Kết luận là mô hình

REM chưa đủ điều kiện để xác định mô hình.

Kết luận: Sau khi so sánh bằng Likelihood Test, Breuch Pagan Test,

Hausman – Test bên cạnh kiểm định phụ Sagan-Hansen Test ta đi đến kết luận là

chọn mô hình FEM là mô hình tốt nhất khi hồi quy với bộ số liệu này.

Sau khi kiểm định để lựa chọn, kết quả cho thấy là mô hình FEM được chọn

là mô hình tốt nhất khi kiểm định hồi quy. Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm tra hiện

tượng phương sai thay đổi và hiện tuợng tự tương quan trong mô hình. Kết quả

kiểm tra thể hiện trong phần 4.3.3

4.3.3. Kiểm tra phát hiện phương sai thay đổi, tự tương quan trong mô hình.

4.3.3.1 . Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình FEM (xttest3)

Giả thiết đặt ra là:

Ho: Không có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình

H1: Có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.

Nếu như chấp nhận giả thiết Ho ta kết luận là không có hiện tượng phương

sai thay đổi xảy ra trong mô hình, ngược lại ta kết luận có hiện tượng phương sai

thay đổi trong mô hình.

Kết quả sau khi kiểm định cho thấy giá trị Prob > chi2 = 0.000 < 5% ta đi

đến bác bỏ giả thiết Ho, Kết luận là chấp nhận giả thiết H1 là cho thấy có hiện

tượng phương sai thay đổi trong mô hình. Chi tiết thể hiện trong bảng 4.11

. xttest3

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

chi2 (83) = 4.9e+05 Prob>chi2 = 0.0000

Bảng 4.11 Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

4.3.3.2. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan

Để kiểm tra xem các sai số có tương quan với nhau không ta tiến hành kiểm

tra hiện tượng tự tương quan vì nếu như có tự tương quan sẽ gây nên hệ số hồi quy

không đáng tin cậy. Để kiểm định, giả thiết được đặt ra là:

Ho: Không có tự tương quan bậc 1

H1 : Có tự tương quan bậc 1

Nếu như ta chấp nhận Ho thì mô hình không có tương quan bậc 1, chứng tỏ

không có hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mô hình, còn ngược lại là có

hiện tượng tự tương quan xảy ra trong mô hình. Kết quả chạy kiểm định hiện

tượng tự tương quan thể hiện trong bảng 4.12

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 82) = 6.470 Prob > F = 0.0128

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định tự tương quan chạy ra từ phần mềm Stata 11 . xtserial PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

( Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Kết quả cho thấy vì giá trị Prob >F = 0.0128 < alpha 5% nên ta bác bỏ giả thiết Ho(cid:1) kết luận là có tự tương quan bậc 1 xảy ra, chứng tỏ có hiện tượng tự

tương quan xảy ra trong mô hình.

Sau khi kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và hiện tượng tự tương quan

ta tiến hành hồi quy GLS để khắc phục hiện tượng PSTĐ và tự tương quan làm

cho mô hình hiệu quả hơn. Thể hiện trong mục 4.3.4

4.3.4. Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan

Để cho mô hình trở nên hiệu quả hơn khi có hiện tượng PSTĐ và tự tương

quan xảy ra ta tiến hành khắc phục bằng hồi quy GLS. Kết quả hồi quy chi tiết

thể hiện trong bảng 4.13

Bảng 4.13 Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan bằng

. xtgls PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, panels(h) corr(ar1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3935)

Estimated covariances = 83 Number of obs = 415 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 83 Estimated coefficients = 8 Time periods = 5 Wald chi2(7) = 282.19 Prob > chi2 = 0.0000

PE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] DP 4.825396 .7362587 6.55 0.000 3.382356 6.268437 Q 2.886671 .3109304 9.28 0.000 2.277259 3.496083 Lev 6.857376 1.290723 5.31 0.000 4.327604 9.387147 MktRtr 1.285965 .1832634 7.02 0.000 .9267757 1.645155 VMP .0316613 .0406212 0.78 0.436 -.0479548 .1112774 Egrowth -1.664916 .2214834 -7.52 0.000 -2.099015 -1.230816 Size -.7458267 .1663837 -4.48 0.000 -1.071933 -.4197207 _cons 22.4861 4.551631 4.94 0.000 13.56506 31.40713

GLS

( Nguồn: kết quả chạy từ phần mềm Stata 11)

Sau khi hồi quy khắc phục hiện tượng PSTĐ và tự tương quan bằng phương

pháp GLS. Khi này, biến Tobin’s Q trở nên có ý nghĩa thống kê mức 1% ( P-value

= 0.000). Kết quả cho thấy có 6 biến tác động có ý nghĩa thống kê đến hệ số P/E,

các biến độc lập giải thích được 24.93 % cho biến phụ thuộc P/E.

Sau khi kiểm định hồi quy bằng 03 mô hình Pooled, FEM, REM và khắc

phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình. Tác giả tập

hợp các kết quả kiểm định được đưa tương ứng vào các cột (2), (3), (4) và (5) trong

bảng 4.14

Bảng 4.14 Kết quả chạy hồi quy dữ liệu bảng (415 quan sát)

Biến

POOLED 5.810683 FEM 5.580391 REM 5.837347 GLS 4.825396

Thanh toán cổ tức ( DP) 0.000*** 0.000*** 0.000*** 0.000***

1.720921 1.552384 1.961565 2.886671 Tobin’s Q 0.068* 0.218 0.041** 0.000***

10.27708 19.27137 11.00982 6.857376

Đòn bẩy tài chính ( Lev) 0.000*** 0.003*** 0.000*** 0.000***

0.3131225 1.91716 0.5734846 1.285965

Thu nhập thị trường (MktRtr) 0.643 0.003*** 0.379 0.000***

0.1214575 -0.1404223 0.0957887 0.0316613 Biến động giá thị trường ( VMP) 0.343 0.304 0.450 0.436

-0.595883 -1.455743 -0.7928732 -1.664916

0.021** 0.000*** 0.001*** 0.000***

-1.111943 -7.140429 -1.269397 -0.7458267

0.010*** 0.000*** 0.006*** 0.000***

Tăng trưởng thu nhập (Egrowth) Quy mô công ty (Size) Constant 32.81815 198.3745 36.97718 22.4861

Số quan sát 415 415 415 415

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

P-value R2 0.1059 0.2493 0.2069 0.2493

Ghi chú: với mức *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 10%, 5% và 1%. ( Nguồn:kết quả chạy từ phần mềm Stata 11)

Sau khi hồi quy và so sánh 03 mô hình POOLED, FEM, REM bằng

Likelihood, Breuch Pagan Test và Hausman Test ta rút ra kết luận là với bộ số liệu

này thì mô hình Fixed Effect Model (FEM) là thích hợp nhất xem chi tiết trong

bảng 4.14. Mô hình FEM sau khi khắc phục hiện tượng PSTĐ thì các biến độc lập

có thể giải thích được 24.93% sự khác biệt trong biến phụ thuộc P/E, cao hơn các

mô hình còn lại và mô hình này có ý nghĩa tại mức 1% (P-value = 0.0000). Trong

đó, có 6 biến tác động đến biến phụ thuộc P/E có ý nghĩa thống kê tại mức 1% (P-

value =0.000) và thống nhất kết quả với các mô hình còn lại. Riêng biến VMP có

tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc P/E phù hợp giả thiết trợ bởi Sushil Kumar

Bhadu and D.P Warne (2009), nhưng trên cả 3 mô hình đều không có ý nghĩa thống

kê.

4.4. Phân tích chuỗi thời gian 2008-2012

Để góp phần củng cố cho kết quả phân tích trong dữ liệu bảng từ năm 2008 –

2012, tác giả tiếp tục phân tích dữ liệu riêng lẽ cho từng năm trong giai đoạn này,

việc phân tích này được tiến hành thực hiện bằng cách sử dụng mô hình hồi quy

OLS cho từng năm riêng biệt dựa trên dữ liệu chéo để kiểm tra xem yếu tố quyết

định đến hệ số P/E có khác gì qua các năm hay không và ảnh hưởng gì đến quyết

định đầu tư của các nhà đầu tư hay không.

4.4.1. Kết quả hồi quy 2008

Kiểm định dựa trên dữ liệu chéo của năm 2008, các kiểm định liên quan thể

hiện trong phần phụ lục 02. Kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng 4.15

. wls0 PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, wvar( MktRtr) type(e2)

WLS regression - type: proportional to e^2

(sum of wgt is 3.0270e+00)

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 201.27 Model 184.954419 7 26.4220598 Prob > F = 0.0000 Residual 9.84595488 75 .131279398 R-squared = 0.9495 Adj R-squared = 0.9447 Total 194.800374 82 2.37561431 Root MSE = .36232

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP .6134522 .995192 0.62 0.539 -1.369072 2.595976 Q 1.677332 .5857248 2.86 0.005 .5105088 2.844156 Lev -.3787421 2.723808 -0.14 0.890 -5.804847 5.047362 MktRtr 1.761213 5.084359 0.35 0.730 -8.367349 11.88977 VMP .0377367 .1154775 0.33 0.745 -.1923062 .2677797 Egrowth -2.462816 .492478 -5.00 0.000 -3.443883 -1.48175 Size -.0221668 .2821691 -0.08 0.938 -.5842765 .5399429 _cons 8.806994 8.584587 1.03 0.308 -8.29438 25.90837

Bảng 4.15 Kết quả hồi quy 2008

( Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Dựa trên kết quả kiểm định từ phần mềm Stata 11, cho thấy trong năm 2008

tất cả các biến đều có tác động đến biến phụ thuôc P/E. Tuy nhiên, chỉ có Tobin’s Q

và Egrowth là có ý nghĩa thống kê mức 1%. Các biến độc lập giải thích với biến

động của biến phụ thuộc là 94.95% ( P-value = 0.9495). Hệ số xác định mô hình tốt

với Prob>F =0.0000 < alpha 5%. Kết quả này hỗ trợ cho phân tích trên dữ liệu

bảng.

4.4.2. Kết quả hồi quy 2009

Kiểm định dựa trên dữ liệu chéo của năm 2009, các kiểm định liên quan thể

hiện trong phần phụ lục 03. Kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng 4.16

. reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 27.77 Model 5377.21209 7 768.173156 Prob > F = 0.0000 Residual 2074.89633 75 27.6652844 R-squared = 0.7216 Adj R-squared = 0.6956 Total 7452.10842 82 90.879371 Root MSE = 5.2598

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 19.4471 1.470757 13.22 0.000 16.5172 22.377 Q_ 1.410533 1.036922 1.36 0.178 -.6551215 3.476188 Lev 8.998512 3.395024 2.65 0.010 2.235278 15.76175 MktRtr -.5410313 .8289673 -0.65 0.516 -2.192419 1.110356 VMP .7482103 .254957 2.93 0.004 .2403099 1.256111 Egrowth .1141556 .16607 0.69 0.494 -.2166728 .4449841 Size -.0959816 .586494 -0.16 0.870 -1.264338 1.072374 _cons -3.641058 15.19529 -0.24 0.811 -33.91162 26.62951

Bảng 4.16 Kết quả hồi quy 2009

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Dựa trên kết quả kiểm định từ phần mềm Stata 11, cho thấy trong năm 2009

tất cả các biến đều có tác động đến biến phụ thuôc P/E. Trong đó, biến DP có tác

động mạnh cùng chiều đến biến phụ thuộc P/E với hệ số hồi quy Bêta = 19.447 có ý

nghĩa thống kê mức 1% với P-value = 0.000 phù hợp với giả thiết mong đợi và hỗ

trợ cho phân tích dữ liệu bảng. Điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia

của Reilly et al. (1983), Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J.,

(2004), Muhammad, Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren

Premkanth (2013).

Biến Tobin’s Q có tác động tích cực và mạnh tới biến phụ thuộc P/E với hệ

số hồi quy Bêta = 1.410533 phù hợp với kết quả nghiên cứu của Dr Talat (2012).

Tuy nhiên, kết quả này lại không có ý nghĩa thống kê.

Biến Lev tác động tích cực mạnh đến biến phụ thuộc P/E với hệ số hồi quy

Bêta = 8.998512 tại mức ý nghĩa 1% (P-value = 0.010) điều này phù hợp với giả

thiết mong đợi và hỗ trợ cho hồi quy trên dữ liệu bảng.

Biến động giá (VMP) tác động tích cực đến biến phụ thuộc P/E và có ý nghĩa

thống kê mức 1% (P-value = 0.004) điều này phù hợp với giả thiết mong đợi, theo

biểu đồ VNINDEX cho thấy năm 2009 có biến động khá lớn về giá và quy mô giao

dịch tăng vọt điều này làm cho biến VMP trở nên có ý nghĩa thống kê mức 1%.

Điều này được hỗ trợ bởi Sushil Kumar Bhadu and D.P Warne (2009).

Tóm lại, kết quả hồi quy năm 2009 cho thấy có 4 biến tác động đến biến phụ

thuộc P/E có ý nghĩa thống kê và phù hợp với giả thiết mong đợi. Tuy nhiên, năm

này có sự khác biệt là VMP tác động phù hợp với giả thiết đặt ra và có ý nghĩa

thống kê, cho thấy là sự tác động của các biến theo năm là có khác nhau và có liên

quan đến các nhà đầu tư. Mô hình cho thấy, các biến độc lập giải thích cho sự biến

động của biến phụ thuộc P/E là 72.16% (P-value = 0.7216). Hệ số xác định mô hình

tốt với Prob>F =0.0000 < alpha 5%. Kết quả này có 3 biến hỗ trợ cho phân tích trên

dữ liệu bảng là DP, Tobin’s Q và Lev.

4.4.3. Kết quả hồi quy 2010

Kiểm định dựa trên dữ liệu chéo của năm 2010, các kiểm định liên quan thể

hiện trong phần phụ lục 04. Kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng 4.17

. reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 2.12 Model 423.348785 7 60.4783978 Prob > F = 0.0520 Residual 2144.10489 75 28.5880652 R-squared = 0.1649 Adj R-squared = 0.0869 Total 2567.45368 82 31.3104107 Root MSE = 5.3468

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 6.183172 2.909357 2.13 0.037 .3874352 11.97891 Q_ 4.273956 1.73341 2.47 0.016 .8208266 7.727086 Lev 5.185186 3.60761 1.44 0.155 -2.001543 12.37191 MktRtr -3.762265 2.637176 -1.43 0.158 -9.015788 1.491259 VMP .3310976 .3366525 0.98 0.329 -.3395485 1.001744 Egrowth -.2904144 .3925004 -0.74 0.462 -1.072315 .4914865 Size -.4872372 .6056891 -0.80 0.424 -1.693832 .7193574 _cons 12.29392 16.12661 0.76 0.448 -19.83194 44.41977

Bảng 4.17 Kết quả hồi quy 2010

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Kết quả hồi quy cho thấy, tất cả các biến đều có tác động đến biến phụ thuộc

P/E tuy nhiên chỉ có 2 biến tác động có ý nghĩa thống kê cụ thê như sau:

Biến DP tác động tích cực mạnh đến biến phụ thuộc P/E với hệ số hồi

quy Bêta = 6.183172 và có ý nghĩa thống kê mức 5% ( Pvalue = 0.037). Kết quả

này phù hợp với giả thiết mong đợi hỗ trợ cho phân tích trên dữ liệu bảng. Điều này

cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia của Reilly et al. (1983), Loughlin

(1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), Muhammad, Azam, (2010),

Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth (2013).

Biến Tobin’s Q tác động tích cực mạnh đến biến phụ thuộc P/E với hệ số hồi

quy Bêta = 4.273956 và có ý nghĩa thống kê mức 5% ( P-value = 0.016). Kết quả

này phù hợp với giả thiết mong đợi và hỗ trợ cho phân tích dữ liệu bảng. Điều này

phù hợp với kết quả nghiên cứu của Dr Talat (2012).

4.4.4. Kết quả hồi quy 2011

Kiểm định dựa trên dữ liệu chéo của năm 2011, các kiểm định liên quan thể

hiện trong phần phụ lục 05. Kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng 4.18

. wls0 PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, wvar( MktRtr) type(e2)

WLS regression - type: proportional to e^2

(sum of wgt is 2.0052e+00)

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 156.55 Model 458.437855 7 65.4911221 Prob > F = 0.0000 Residual 31.374751 75 .418330014 R-squared = 0.9359 Adj R-squared = 0.9300 Total 489.812606 82 5.97332446 Root MSE = .64678

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 5.6181 1.132212 4.96 0.000 3.362617 7.873582 Q_ 4.45287 .8861335 5.03 0.000 2.687602 6.218139 Lev 3.500402 1.284317 2.73 0.008 .9419107 6.058893 MktRtr -4.99886 1.349096 -3.71 0.000 -7.686398 -2.311323 VMP .3316661 .2168898 1.53 0.130 -.1004006 .7637328 Egrowth -.9966975 .6175403 -1.61 0.111 -2.226901 .2335058 Size -1.165575 .2375623 -4.91 0.000 -1.638823 -.692326 _cons 30.51639 6.714559 4.54 0.000 17.1403 43.89247

Bảng 4.18 Kết quả hồi quy 2011

(Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Kết quả hồi quy cho thấy là các biến đều có tác động đến biến phụ thuộc P/E,

trong đó có 2 biến là không có ý nghĩa thống kê là VMP và Egrowth với P-value lần

lượt là 0.130 và 0.111 lớn hơn 5%. Giai đoạn này khối lượng giao dịch lớn nhưng

giá biến động không nhiều có thể ảnh hưởng không có ý nghĩa thống kê đến biến

phụ thuộc P/E. Các biến còn lại tác động mạnh đến biến phụ thuộc P/E. Trong đó,

DP tác động tích cực mạnh với hệ số hồi quy Bêta = 5.6181 tại mức ý nghĩa 1% (P-

value = 0.000), điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia của Reilly et al.

(1983), Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004),

Muhammad, Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth

(2013).

Tobin’s Q tác động tích cực mạnh với hệ số hồi quy Bêta =4.45287 tại mức ý nghĩa

1% ( P-value =0.000) phù hợp với mong đợi của giả thiết và hỗ trợ cho kết quả

trong phân tích dữ liệu bảng. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Dr

Talat (2012).

Đòn bẩy Lev tác động tích cực mạnh tới biến phụ thuộc P/E với hệ số hồi

quy Bêta = 3.500402 trái với giả thiết đặt ra nhưng phù hợp với kết quả trong phân

tích dữ liệu bảng tại mức ý nghĩa 1% (P-value = 0.008).

Trong khi, thu nhập thị trường MktRtr tác động mạnh tiêu cực đến hệ số P/E

có ý nghĩa thống kê tại mức 1% (P-value = 0.000) trái với giả thiết mong đợi và

không phù hợp với phân tích trên dữ liệu bảng.

Quy mô công ty tác động tiêu cực đến hệ số P/E với hệ số hồi quy Bêta = -

1.165575 và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% (P-value = 0.000) phù hợp với giả thiết

mong đợi và phù hợp với kết quả phân tích trên dữ liệu bảng.

Tóm lại, theo mô hình phân tích cho năm 2011 các biến độc lập giải thích

cho sự thay đổi trong biến phụ thuộc P/E là 93.59% với R square = 0.9359. Mô hình

là phù hợp với Prob> F =0.0000 < 5%. Có 3 biến tác động có ý nghĩa thống kê, phù

hợp với giả thiết mong đợi và hỗ trợ cho phân tích dữ liệu bảng là biến DP, Tobin’s

Q và Lev phù hợp các nghiên cứu trước kia và lý thuyết về tấm chắn thuế khi doanh

nghiệp sử dụng nợ.

4.4.5. Kết quả hồi quy 2012

Kiểm định dựa trên dữ liệu chéo của năm 2012, các kiểm định liên quan thể

hiện trong phần phụ lục 06. Kết quả chạy hồi quy thể hiện trong bảng 4.19

. reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 2.53 Model 3292.26272 7 470.323245 Prob > F = 0.0216 Residual 13939.3289 75 185.857718 R-squared = 0.1911 Adj R-squared = 0.1156 Total 17231.5916 82 210.141361 Root MSE = 13.633

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP 1.951281 3.220027 0.61 0.546 -4.463342 8.365903 Q -1.650262 6.956568 -0.24 0.813 -15.50846 12.20793 Lev 19.28412 8.738999 2.21 0.030 1.875144 36.6931 MktRtr -6.532605 3.090832 -2.11 0.038 -12.68986 -.3753524 VMP 1.465188 1.214561 1.21 0.231 -.9543406 3.884717 Egrowth -1.912094 1.353879 -1.41 0.162 -4.609159 .7849711 Size -2.846744 1.405506 -2.03 0.046 -5.646655 -.0468331 _cons 87.76269 37.34774 2.35 0.021 13.36217 162.1632

Bảng 4.19 Kết quả hồi quy 2012

( Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata 11)

Kết quả hồi quy trong dữ liệu chéo năm 2012, cho thấy các biến đều có tác

động đến biến phụ thuộc P/E. Tuy nhiên chỉ có 3 biến tác động có ý nghĩa thống kê

đến biến phụ thuộc P/E là đòn bẩy Lev, thu nhập thị trường MktRtr và quy mô công

ty Size. Trong đó, MktRtr tác động tiêu cực mạnh với hệ số hồi quy Bêta = -

6.532605 tại mức ý nghĩa 5%, điều này trái với giả thiết mong đợi cũng như trái với

kết quả phân tích trên dữ liệu bảng. Trong khi, đòn bẩy Lev tác động mạnh và tích

cực với hệ số hồi quy Bêta = 19.28412 tại mức ý nghĩa 5% ( P-value= 0.030). Quy

mô công ty Size tác động phù hợp với giả thiết mong đợi và trên phân tích dữ liệu

bảng.

Sau khi chạy hồi quy riêng cho từng năm 2008- 2012, các kết quả hồi quy

được tập hợp vào bảng 4.20

Bảng 4.20 Tổng hợp kết quả hồi quy từ 2008-2012

2008 2009 2010 2011 2012 Biến phụ thuộc (P/E) Các biến độc lập

0.6134522 19.4471 6.183172 5.6181 1.951281

Thanh toán cổ tức ( DP) 0.539 0.000*** 0.037** 0.000*** 0.546

1.677332 1.410533 4.273956 4.45287 -1.650262 Tobin’s Q 0.005*** 0.178 0.016** 0.000*** 0.813

-0.3787421 8.998512 5.185186 3.500402 19.28412

Đòn bẩy tài chính ( Lev) 0.890 0.010*** 0.155 0.008*** 0.030**

1.761213 -0.5410313 -3.762265 -4.99886 -6.532605

0.730 0.516 0.158 0.000*** 0.038**

0.0377367 .07482103 0.3310976 0.3316661 1.465188 Thu nhập thị trường (MktRtr) Biến động giá thị trường ( VMP) 0.745 0.004*** 0.329 0.130 0.231

-2.462816 0.1141556 -0.2904144 -.9966975 -1.912094

0.000*** 0.494 0.462 0.111 0.162

-0.0959816 -0.4872372 -1.165575 -2.846744

Tăng trưởng thu nhập (Egrowth) Quy mô công ty (Size) - 0.0221668 0.938 0.870 0.424 0.000*** 0.046**

Constant 3.193534 3.641058 12.29392 30.51639 87.76269

VIF 1.48 1.49 1.39 1.69 1.75

Số quan sát 83 83 83 83 83

0.0000 0.0000 0.0520 0.0000 0.0216

P-value R2 0.9495 0.7216 0.1649 0.9359 0.1911

Ghi chú: với mức *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê là 10%, 5% và

1%.

(Nguồn từ phần mềm Stata)

Theo kiểm định hồi quy chuỗi thời gian từ 2008-2012 dựa trên dữ liệu chéo

riêng từng năm bảng 4.20 và bảng kết quả hồi quy dữ liệu bảng 4.14 ta thấy rằng:

Tỷ lệ chi trả cổ tức (DP) tác động cực đến hệ số P/E trong 5 năm nhưng chỉ

có ý nghĩa thống kê trong 03 năm 2009, 2010 và năm 2011 phù hợp với kết quả khi

kiểm định trên dữ liệu bảng và phù hợp với giả thiết cũng như nghiên cứu trước kia.

điều này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước kia của Reilly et al. (1983),

Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004), Muhammad,

Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth (2013).

Tobin’s Q tác động tích cực có ý nghĩa thống kê như mong đợi trong 03 năm

2008, 2010, 2011 kết quả này hỗ trợ cho hồi quy dữ liệu bảng, kết quả này phù hợp

với kết quả nghiên cứu của Dr Talat (2012). Tuy nhiên, trong năm 2009 và 2012 lại

không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy là qua các năm thì sự tác động có

khác nhau.

Thu nhập thị trường (MktRtr) tác động tiêu cực trái với giả thiết mong đợi có

ý nghĩa thống kê trong 2011 và 2012, nhưng qua các năm khác tác động không

thống nhất và lại không có ý nghĩa thống kê. Điều này không hỗ trợ thống nhất cho

giả thiết. Cho thấy là theo thời gian là có khác nhau.

Biến động giá cả thị trường (VMP) tác động tích cực phù hợp với giả thiết

phù hợp với giả thiết mong đợi nhưng không có ý nghĩa thống kê năm các năm

2008, 2010, 2011 và 2012. Thị trường biến động lên xuống làm cho nhà đầu tư

thích hơn vì họ có thể thu được lãi vốn cao, đa số nhà đầu tư là cá nhân và đầu tư

lướt sóng nên biến động giá cao là cơ hội cho họ kiếm lời, kết quả hỗ trợ cho kết

quả nghiên cứu theo dữ liệu bảng.

Tăng trưởng thu nhập (EGrowth) tác động tiêu cực không có ý nghĩa thống

kê 2010, 2011 và 2012 trái với giả thiết mong đợi. Kết quả hồi quy này hỗ trợ cho

kết quả hồi quy dữ liệu bảng, trong khi năm 2009 lại tác động tích cực nhưng không

có ý nghĩa thống kê, trong trường hợp thị trường mang nhiều khuyết tật và rơi vào

giai đoạn khủng hoảng kinh tế tài chính toàn cầu, thị trường trên đà suy giảm mạnh

cũng là điều có thể hiểu được vì khi tăng trưởng thu nhập cao có thể hiểu là EPS

năm sau cao hơn năm trước, mà giá cổ phiếu trong giai đoạn thị trường suy giảm thì

khó có thể tăng, trong khi EPS tăng sẽ làm cho hệ số P/E giảm.

Đòn bẩy tài chính (Lev) tác động tích cực trong 3 năm 2009, 2011 và 2012

có ý nghĩa thống kê trái với giả thiết mong đợi nhưng phù hợp với phân tích dữ liệu

bảng. Tuy nhiên, lại tác động tiêu cực trong năm 2008 nhưng không có ý nghĩa

thống kê, cho thấy là qua các năm thì sự tác động là khác nhau.

Quy mô công ty (Size) có tác động tiêu cực thống nhất qua các năm phù hợp

với giả thiết nhưng lại không có ý nghĩa thống kê trong các năm 2008, 2009, 2010

và có ý nghĩa thống kê trong 2 năm là 2011 và 2012. Điều này hỗ trợ cho kết quả

hồi quy trên dữ liệu bảng.

Tóm lại, trong khi hồi quy chuỗi thời gian cho 2008-2012, ta nhận thấy các

yếu tố như tỷ lệ thanh toán cổ tức (DP), hệ số Tobin’s Q và đòn bẩy tài chính (Lev)

là tác động có ý nghĩa thống kê thống nhất quyết định đến hệ số P/E phù hợp với

hồi quy dữ liệu bảng và được hỗ trợ bởi các nghiên cứu trước. Tuy nhiên, sự tác

động của các yếu tố đến hệ số P/E là có khác qua các năm.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI

5.1. Kết luận

Bài nghiên cứu này với mục tiêu là xem xét các yếu tố nội tại quyết định đến

hệ số P/E của các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán

TP. HCM (HOSE) nhằm cung cấp cho các nhà phân tích thị trường, nhà đầu tư cá

nhân, nhà quản lý quỹ và nhà ra quyết định một cái nhìn rõ ràng hơn trong việc ra

quyết định xây dựng danh mục đầu tư của họ một cách tự tin hơn.

Kết quả thực nghiệm bằng hồi quy dữ liệu bảng và dữ liệu chéo riêng cho

từng năm trong giai đoạn 2008-2012, ta thấy rằng các yếu tố như tỷ lệ thanh toán cổ

tức (DP), Tobin’s Q và đòn bẩy tài chính (Lev) là những yếu tố giải thích có ý nghĩa

quan trọng đến hệ số P/E của cổ phiếu các công ty phi tài chính niêm yết trên Sở

Giao Dịch Chứng Khoán TP. HCM (HOSE). Trong đó, biến DP tác động tích cực

đến hệ số P/E, kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Reilly et al.

(1983), Loughlin (1996), Abul F.M. Shamsuddin, A., Hiller, A.J., (2004),

Muhammad, Azam, (2010), Dr Talat Afza (2012), Puwanenthiren Premkanth

(2013), vì thế việc tăng hay giảm tỷ lệ thanh toán cổ tức sẽ liên quan đến việc tăng

hay giảm trong hệ số P/E.

Tobin’s Q tác động tích cực quan trọng có ý nghĩa đến hệ số P/E phù hợp với

nghiên cứu của Dr Talat Aza (2012), Zarowin (1990) và Cho (1994).

Đòn bẩy tài chính (Lev) tác động tích cực đến hệ số P/E, điều này phù hợp

với lý thuyết về tấm chắn thuế khi doanh nghiệp sử dụng nợ, cho thấy công ty nào

có sử dụng nợ sẽ làm cho nhà đầu tư chú ý hơn, niềm tin vào cổ phiếu sẽ tích cực

làm tăng hệ số P/E của nó, điều này phù hợp với Midigliani and Millers (1958) về

vấn đề nợ và giá trị doanh nghiệp.

Hiểu biết về hệ số P/E và các yếu tố tác động làm thay đổi trong hệ số P/E sẽ

giúp nhà đầu tư xác định các yếu tố ảnh hưởng có ý nghĩa đến hệ số P/E của các

công ty phi tài chính niêm yết trên HOSE, qua đó hỗ trợ cho họ trong việc ra quyết

định lựa chọn các cổ phiếu vào danh mục đầu tư của mình. Đặc biệt, trong hoàn

cảnh thị trường suy giảm nghiêm trọng sau khi bong bóng và xảy ra khủng hoảng

tài chính toàn cầu thì tăng chi trả cổ tức là phát huy được tác dụng trong việc tăng

niềm tin cho nhà đầu tư vào cổ phiếu niêm yết trên sàn HOSE. Tuy nhiên, việc tăng

chi trả cổ tức đi với việc sử dụng đòn bẩy trong doanh nghiệp phù hợp với lý thuyết

về mô hình tăng trưởng Gordon and Shapiro (1956) và Midigliani and Millers

(1958) về vấn đề nợ và giá trị doanh nghiệp.

5.2. Hạn chế của đề tài

Bài nghiên cứu này bị giới hạn vì chỉ nghiên cứu dữ liệu trên HOSE và trong

khoảng thời gian 05 năm (2008-2012), chưa chú trọng đến yếu tố ngành công

nghiệp. Nghiên cứu tiếp theo được khuyến nghị là xác định các yếu tố quyết định

đến hệ số P/E trên cả HNX và HOSE, so sánh giữa HOSE với HNX và tiến hành

với thời gian nghiên cứu dài hơn và nên xem xét cụ thể theo từng ngành công

nghiệp.

Phụ lục 01: Danh sách các công ty trong mẫu nghiên cứu niêm yết trên

Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP. HCM (HOSE).

Stt Mã cổ phiếu Tên công ty

ABT ACL AGF BBC BMC BMP BT6 CDC CII

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 CLC 11 COM 12 DHA 13 DHG 14 DIC 15 DMC 16 DPM 17 DPR 18 DRC 19 DXV 20 FMC FPT 21 22 GIL 23 GMC 24 GTA 25 HAI 26 HAS 27 HBC 28 HMC 29 HPG 30 HRC 31 HSG 32 HTV ICF 33 Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre. Công ty cổ phần Xuất Nhập Khẩu Thủy Sản Cửu Long An Giang Công ty cổ phần Xuất Nhập khẩu Thủy sản An Giang Công ty cổ phần BIBICA Công ty cổ phần Khoáng sản Bình Định Công ty cổ phần Nhựa Bình Minh Công ty Cổ phần Beton 6 Công ty cổ phần Chương Dương Công ty cổ phần Đầu tư hạ tầng Kỹ thuật TP. Hồ Chí Minh Công ty cổ phần Cát Lợi Công ty cổ phần Vật tư Xăng dầu Công ty cổ phần Hoá An Công ty cổ phần Dược phẩm Hậu Giang Công ty cổ phần Đầu tư và Thương mại DIC Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Y tế Domesco Tổng công ty Phân đạm và Hóa chất Dầu khí Công ty cổ phần Cao su Đồng Phú Công ty cổ phần Cao su Đà Nẵng Công ty cổ phần Xi măng Vật liệu xây dựng Xây lắp Đà Nẵng Công ty cổ phần Thực phẩm Sao Ta Công ty cổ phần FPT Công ty cổ phần sản xuất kinh doanh XNK Bình Thạnh Công ty cổ phần Sản xuất – Thương mại May Sài Gòn Công ty cổ phần chế biến gỗ Thuận An Công ty cổ phần Nông dược H.A.I Công ty cổ phần xây lắp Bưu điện Hà Nội Công ty cổ phần Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hoà Bình Công ty Kim Khí Thành Phố Hồ Chí Minh Công ty cổ phần Tập đoàn Hòa Phát Công ty cổ phần Cao su Hòa Bình Công ty cổ phần Tập đoàn Hoa Sen Công ty cổ phần Vận tải Hà Tiên Công ty cổ phần Đầu tư Thương mại Thuỷ Sản

Stt Mã cổ phiếu Tên công ty

34 IMP 35 KHP 36 KMR L10 37 LBM 38 39 LSS 40 MCP 41 NAV 42 NSC 43 OPC PAC 44 PAN 45 PET 46 PJT 47 48 PVD 49 RAL SAV 50 SBT 51 SC5 52 SCD 53 SFC 54 SFI 55 SJD 56 SMC 57 SSC 58 ST8 59 SVC 60 SVT 61 TAC 62 TBC 63 TCR 64 TMS 65 TNA 66 TNC 67 Công ty cổ phần Dược phẩm Imexpharm Công ty cổ phần Điện lực Khánh Hoà Công ty cổ phần Mirae Công ty cổ phần LILAMA 10 Công ty cổ phần Khoáng sản và Vật liệu xây dựng Lâm Đồng Công ty cổ phần Mía đường Lam Sơn Công ty In và bao bì Mỹ Châu Công ty Cổ phần Nam Việt Công ty cổ phần Giống cây trồng Trung Ương Công ty cổ phần Dược phẩm OPC Công ty cổ phần Ắc quy miền Nam Công ty cổ phần xuyên Thái Bình Tổng công ty cổ phần Dịch vụ Tổng hợp Dầu khí Công ty cổ phần Vận tải Xăng dầu Đường thủy Công ty cổ phần Khoan và Dịch vụ khoan Dầu khí Công ty cổ phần Bóng đèn Phích nước Rạng Đông Công ty cổ phần Hợp tác kinh tế và Xuất nhập khẩu Savimex Công ty cổ phần Mía đường Bourbon Tây Ninh Công ty cổ phần Xây dựng số 5 Công ty Nước Giải khát Chương Dương Công ty cổ phần Nhiên liệu Sài Gòn Công ty cổ phần Đại Lý Vận Tải SAFI Công ty cổ phần Thủy điện Cần Đơn Công ty cổ phần Đầu tư – Thương mại SMC Công ty Cổ phần Giống cây trồng Miền Nam Công ty cổ phần Siêu Thanh Công ty cổ phần dịch vụ tổng hợp Sài Gòn Công ty cổ phần Công nghệ Sài Gòn Viễn Đông Công ty cổ phần Dầu thực vật Tường An Công ty cổ phần Thủy điện Thác Bà Công ty cổ phần Công nghiệp Gốm sứ Taicera Công ty cổ phần Kho Vận Giao Nhận Ngoại Thương TP.HCM Công ty cổ phần Thương mại Xuất nhập khẩu Thiên Nam Công ty cổ phần Cao su Thống Nhất

68 69 TRA TRC Công ty cổ phần Traphaco Công ty cổ phần Cao su Tây Ninh

70 71 72 TS4 TTF TTP Công ty cổ phần Thủy sản số 4 Công ty cổ phần Tập đoàn Kỹ nghệ Gỗ Trường Thành Công ty cổ phần Bao bì Nhựa Tân Tiến

UIC VHC VIP VNE VNM VNS VPK VSC VSH VTB VTO

Công ty cổ phần Đầu tư phát triển Nhà và Đô thị IDICO Công ty cổ phần Vĩnh Hoàn Công ty cổ phần Vận tải Xăng dầu Vipco Tổng công ty Cổ phần Xây dựng điện Việt Nam Công ty cổ phần Sữa Việt Nam Công ty cổ phần Ánh Dương Việt Nam Công ty cổ phần Bao bì Dầu thực vật Công ty cổ phần tập đoàn Container Việt Nam Công ty cổ phần Thuỷ điện Vĩnh Sơn Sông Hinh Công Ty Cổ Phần VIETTRONICS Tân Bình Công ty cổ phần Vận tải Xăng dầu VITACO

Stt Mã cổ phiếu Tên công ty

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max PE 83 9.974059 11.16623 2.569266 94.72755 DP 83 .5910654 .4131556 0 3.206635 Q 83 1.337564 .8135183 .4873076 5.128747 Lev 83 .2216966 .2035708 0 .740927 MktRtr 83 -.4959103 .2245472 -.8834128 .460039 VMP 83 7.744275 6.281829 .7492528 30.88504 Egrowth 83 .9927919 .4817364 .0500636 2.102457 Size 83 27.17862 1.129811 25.17969 30.42719 2. Ma trận tương quan . corr PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size PE 1.0000 DP 0.1332 1.0000 Q -0.0028 -0.1952 1.0000 Lev 0.1871 0.0088 -0.2209 1.0000 MktRtr -0.1817 -0.1125 0.4918 -0.1886 1.0000 VMP 0.0829 0.2688 0.0633 -0.2452 -0.2423 1.0000 Egrowth -0.4445 -0.3570 0.3529 -0.2259 0.5354 -0.2446 1.0000 Size 0.0208 0.0873 0.2830 0.2231 0.2089 0.0399 0.0158 1.0000

Phụ lục 02: kết quả hồi quy năm 2008 1. Thống kê mô tả . summarize PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 3.42 Model 2475.01882 7 353.574117 Prob > F = 0.0031 Residual 7749.12982 75 103.321731 R-squared = 0.2421 Adj R-squared = 0.1713 Total 10224.1486 82 124.68474 Root MSE = 10.165

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP .21731 3.071095 0.07 0.944 -5.900625 6.335245 Q 2.978864 1.739097 1.71 0.091 -.4855948 6.443323 Lev 7.4835 6.394316 1.17 0.246 -5.254631 20.22163 MktRtr .757021 6.814904 0.11 0.912 -12.81896 14.33301 VMP -.0268544 .208921 -0.13 0.898 -.4430465 .3893376 Egrowth -11.54858 3.02229 -3.82 0.000 -17.56929 -5.52787 Size -.6565501 1.120286 -0.59 0.560 -2.888275 1.575175 _cons 34.09497 30.50059 1.12 0.267 -26.66533 94.85527 4. Kiểm tra hiện tượng PSTĐ

. imtest, white

White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity

chi2(35) = 67.69 Prob > chi2 = 0.0008

Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test

Source chi2 df p Heteroskedasticity 67.69 35 0.0008 Skewness 14.61 7 0.0413 Kurtosis 1.09 1 0.2972 Total 83.39 43 0.0002 Kết luận: có hiện tượng PSTĐ vì hệ số Prob > chi2 =0.0008 < alpha 5%

3. Kết quả hồi quy tuyến tính . reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

. vif

Variable VIF 1/VIF MktRtr 1.86 0.538075 Egrowth 1.68 0.594411 Q 1.59 0.629500 VMP 1.37 0.731545 Lev 1.34 0.743633 DP 1.28 0.782644 Size 1.27 0.786517 Mean VIF 1.48

5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến

. gen resid2=resid^2

. reg resid2 DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 1.89 Model 3908812.38 7 558401.769 Prob > F = 0.0836 Residual 22197190.9 75 295962.545 R-squared = 0.1497 Adj R-squared = 0.0704 Total 26106003.3 82 318365.893 Root MSE = 544.02

resid2 Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP -280.4953 164.3675 -1.71 0.092 -607.9321 46.94142 Q 59.31144 93.07785 0.64 0.526 -126.1091 244.732 Lev 642.4094 342.2289 1.88 0.064 -39.34544 1324.164 MktRtr -112.4776 364.7391 -0.31 0.759 -839.0751 614.1199 VMP 5.651589 11.18162 0.51 0.615 -16.62334 27.92652 Egrowth -295.4705 161.7554 -1.83 0.072 -617.7037 26.76273 Size -44.70584 59.95861 -0.75 0.458 -164.1495 74.73783 _cons 1446.239 1632.416 0.89 0.378 -1805.701 4698.178

Kết luận : Hệ số VIF < 10 nên không xảy ra hiện tượng ĐCT 6. Khắc phục hiện tượng PSTĐ 6.1 Kết quả tìm trọng số cho hồi quy . predict resid, residuals

WLS regression - type: proportional to e^2

(sum of wgt is 3.0270e+00)

6.2. Kết quả hồi quy GLS . wls0 PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, wvar( MktRtr) type(e2)

resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size resid 1.0000 DP 0.0000 1.0000 Q 0.0000 -0.1952 1.0000 Lev -0.0000 0.0088 -0.2209 1.0000 MktRtr 0.0000 -0.1125 0.4918 -0.1886 1.0000 VMP 0.0000 0.2688 0.0633 -0.2452 -0.2423 1.0000 Egrowth 0.0000 -0.3570 0.3529 -0.2259 0.5354 -0.2446 1.0000 Size 0.0000 0.0873 0.2830 0.2231 0.2089 0.0399 0.0158 1.0000 Kết luận: Các biến độc lập không có tương quan với phần dư, nên không xảy ra hiện tượng nội sinh

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max PE 83 12.13469 9.533067 3.650273 77.57639 DP 83 .52758 .4333784 0 3.566731 Q_ 83 1.5317 .7092583 .7692852 5.071076 Lev 83 .2430415 .1992722 0 .7264495 MktRtr 83 1.164145 .9314982 -.0055206 6.322414 VMP 83 5.572006 3.201127 1.051487 13.99653 Egrowth 83 2.159082 3.732818 .1124798 33.7278 Size 83 27.26922 1.152049 25.16212 30.54359 2. Ma trận tương quan . corr PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

PE DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size PE 1.0000 DP 0.8001 1.0000 Q_ -0.0399 -0.2235 1.0000 Lev 0.1850 0.0812 -0.2389 1.0000 MktRtr -0.0632 -0.2226 0.5043 -0.0748 1.0000 VMP -0.0451 -0.3076 0.5005 -0.2206 0.5678 1.0000 Egrowth -0.1686 -0.2465 0.0215 0.1190 0.1329 -0.0519 1.0000 Size 0.0743 -0.0636 0.2015 0.3133 0.0799 0.2636 0.0024 1.0000

Phụ lục 03: kết quả hồi quy năm 2009 1. Thống kê mô tả . summarize PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

. imtest, white

White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity

chi2(35) = 43.10 Prob > chi2 = 0.1634

Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test

Source chi2 df p Heteroskedasticity 43.10 35 0.1634 Skewness 21.04 7 0.0037 Kurtosis 0.03 1 0.8696 Total 64.17 43 0.0198

3. Kết quả hồi quy tuyến tính . reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Kết luận: Không xảy ra hiện tượng PSTĐ vì hệ số Prob > chi2 = 0.1634 > alpha 5%

Variable VIF 1/VIF VMP 1.97 0.506502 MktRtr 1.77 0.565825 Q_ 1.60 0.623764 Lev 1.36 0.737127 Size 1.35 0.739013 DP 1.20 0.830433 Egrowth 1.14 0.877941 Mean VIF 1.49 Kết luận : Hệ số VIF < 10 nên không xảy ra hiện tượng ĐCT 7. Kiểm tra hiện tượng nội sinh . corr resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến . vif

resid DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size resid 1.0000 DP -0.0000 1.0000 Q_ 0.0000 -0.2235 1.0000 Lev -0.0000 0.0812 -0.2389 1.0000 MktRtr -0.0000 -0.2226 0.5043 -0.0748 1.0000 VMP -0.0000 -0.3076 0.5005 -0.2206 0.5678 1.0000 Egrowth 0.0000 -0.2465 0.0215 0.1190 0.1329 -0.0519 1.0000 Size -0.0000 -0.0636 0.2015 0.3133 0.0799 0.2636 0.0024 1.0000 Kết luận: Các biến độc lập không có tương quan với phần dư, nên không xảy ra hiện tượng nội sinh.

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max PE 83 8.746721 5.595571 2.732699 35.49333 DP 83 .4957426 .229127 0 .9502951 Q_ 83 1.221867 .4642581 .6798311 3.19183 Lev 83 .237184 .1941247 0 .6429915 MktRtr 83 .0562415 .2621092 -.5227602 .8570288 VMP 83 2.817167 1.862731 .3880701 8.993184 Egrowth 83 1.415583 1.62242 .1326915 15.04183 Size 83 27.44979 1.204839 25.12713 30.62762 2. Ma trận tương quan

. corr PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

PE DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size PE 1.0000 DP 0.1934 1.0000 Q_ 0.1338 -0.2911 1.0000 Lev 0.0485 -0.0466 -0.2986 1.0000 MktRtr -0.1187 -0.1253 0.4485 -0.1278 1.0000 VMP 0.1442 -0.1880 0.1035 0.0493 -0.1454 1.0000 Egrowth -0.2060 -0.1776 -0.1077 0.1019 0.1546 -0.1588 1.0000 Size -0.0530 -0.3386 0.3315 0.3152 0.1695 0.0285 0.1169 1.0000

Phụ lục 04: kết quả hồi quy năm 2010 1. Thống kê mô tả . summarize PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity

chi2(35) = 22.32 Prob > chi2 = 0.9524

Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test

Source chi2 df p Heteroskedasticity 22.32 35 0.9524 Skewness 7.09 7 0.4194 Kurtosis 2.24 1 0.1345 Total 31.65 43 0.8995 Kết luận: Không xảy ra hiện tượng PSTĐ vì hệ số Prob > chi2 =0.9524 > alpha 5%

3. Kết quả hồi quy tuyến tính . reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Variable VIF 1/VIF Q_ 1.86 0.538331 Size 1.53 0.654656 Lev 1.41 0.710837 MktRtr 1.37 0.729673 DP 1.27 0.784556 Egrowth 1.16 0.859734 VMP 1.13 0.886558 Mean VIF 1.39 Kết luận : Hệ số VIF < 10 nên không xảy ra hiện tượng ĐCT 7. Kiểm tra hiện tượng nội sinh . predict resid, residuals

. corr resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến . vif

resid DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size resid 1.0000 DP -0.0000 1.0000 Q_ -0.0000 -0.2911 1.0000 Lev 0.0000 -0.0466 -0.2986 1.0000 MktRtr -0.0000 -0.1253 0.4485 -0.1278 1.0000 VMP 0.0000 -0.1880 0.1035 0.0493 -0.1454 1.0000 Egrowth -0.0000 -0.1776 -0.1077 0.1019 0.1546 -0.1588 1.0000 Size 0.0000 -0.3386 0.3315 0.3152 0.1695 0.0285 0.1169 1.0000 Kết luận: Các biến độc lập không có tương quan với phần dư, nên không xảy ra hiện tượng nội sinh.

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max PE 83 6.319193 7.884443 1.782614 66.82585 DP 83 .5 .2721834 0 1.203569 Q_ 83 .9222877 .3700667 .3445925 3.286125 Lev 83 .2432405 .2037776 0 .7338012 MktRtr 83 -.0798388 .3874546 -.7475331 1.175419 VMP 83 2.295702 1.714311 .3490661 8.723902 Egrowth 83 1.134449 .6386433 .0959111 3.929066 Size 83 27.6553 1.274493 24.77924 30.8646 2. Ma trận tương quan . corr PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

PE DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size PE 1.0000 DP -0.1568 1.0000 Q_ -0.0627 -0.0964 1.0000 Lev -0.1116 0.0645 -0.1448 1.0000 MktRtr -0.1903 0.1847 0.5399 -0.2428 1.0000 VMP 0.0068 -0.2176 0.4847 -0.1065 -0.0083 1.0000 Egrowth -0.3732 0.0476 0.1068 -0.0681 0.4513 -0.0464 1.0000 Size -0.2311 -0.1580 0.4188 0.2700 0.1063 0.3007 0.1557 1.0000

Phụ lục 05: kết quả hồi quy năm 2011 1. Thống kê mô tả . summarize PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 2.78 Model 1049.71016 7 149.958594 Prob > F = 0.0126 Residual 4047.77362 75 53.970315 R-squared = 0.2059 Adj R-squared = 0.1318 Total 5097.48378 82 62.1644363 Root MSE = 7.3464

PE Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP -4.587632 3.18841 -1.44 0.154 -10.93927 1.764006 Q_ 1.422758 3.533535 0.40 0.688 -5.616405 8.461922 Lev -2.825948 4.482798 -0.63 0.530 -11.75614 6.104242 MktRtr -.9404535 3.227177 -0.29 0.772 -7.369319 5.488412 VMP -.1038583 .5930551 -0.18 0.861 -1.285285 1.077568 Egrowth -4.031048 1.491886 -2.70 0.009 -7.003038 -1.059058 Size -1.248718 .7866866 -1.59 0.117 -2.815878 .3184417 _cons 47.25824 20.32926 2.32 0.023 6.760274 87.75621 4. Kiểm tra hiện tượng PSTĐ . imtest, white

White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity

chi2(35) = 61.38 Prob > chi2 = 0.0038

Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test

Source chi2 df p Heteroskedasticity 61.38 35 0.0038 Skewness 14.10 7 0.0494 Kurtosis 1.10 1 0.2953 Total 76.58 43 0.0012 Kết luận: Có xảy ra hiện tượng PSTĐ vì hệ số Prob > chi2 =0.0038 < alpha 5%

3. Kết quả hồi quy tuyến tính . reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Variable VIF 1/VIF Q_ 2.60 0.384913 MktRtr 2.38 0.420973 VMP 1.57 0.636754 Size 1.53 0.654730 Egrowth 1.38 0.725025 Lev 1.27 0.788733 DP 1.14 0.873916 Mean VIF 1.69

5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến . vif

. gen resid2=resid^2

. reg resid2 DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Source SS df MS Number of obs = 83 F( 7, 75) = 1.68 Model 829135.284 7 118447.898 Prob > F = 0.1269 Residual 5288057.68 75 70507.4358 R-squared = 0.1355 Adj R-squared = 0.0549 Total 6117192.97 82 74599.9142 Root MSE = 265.53

resid2 Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] DP -220.0325 115.2429 -1.91 0.060 -449.6081 9.543103 Q_ -40.4025 127.7172 -0.32 0.753 -294.8282 214.0232 Lev -99.19045 162.0276 -0.61 0.542 -421.9661 223.5852 MktRtr -13.41814 116.6441 -0.12 0.909 -245.7851 218.9488 VMP -4.714632 21.43557 -0.22 0.827 -47.41647 37.98721 Egrowth -53.48095 53.9232 -0.99 0.324 -160.9015 53.93958 Size -44.26796 28.43425 -1.56 0.124 -100.9119 12.37596 _cons 1514.842 734.7873 2.06 0.043 51.07045 2978.613

Kết luận : Hệ số VIF < 10 nên không xảy ra hiện tượng ĐCT 6. Khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi bằng GLS 6.1. Trọng số cho hồi quy GLS . predict resid, residuals

WLS regression - type: proportional to e^2

(sum of wgt is 2.0052e+00)

. corr resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

6.2. Kết quả hồi quy GLS . wls0 PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size, wvar( MktRtr) type(e2)

resid DP Q_ Lev MktRtr VMP Egrowth Size resid 1.0000 DP -0.0000 1.0000 Q_ -0.0000 -0.2911 1.0000 Lev 0.0000 -0.0466 -0.2986 1.0000 MktRtr -0.0000 -0.1253 0.4485 -0.1278 1.0000 VMP 0.0000 -0.1880 0.1035 0.0493 -0.1454 1.0000 Egrowth -0.0000 -0.1776 -0.1077 0.1019 0.1546 -0.1588 1.0000 Size 0.0000 -0.3386 0.3315 0.3152 0.1695 0.0285 0.1169 1.0000 Kết luận: Các biến độc lập không có tương quan với phần dư, nên không xảy ra hiện tượng nội sinh.

Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max PE 83 10.71141 14.49625 2.571239 91.70012 DP 83 .4758329 .4839281 0 3.811002 Q 83 .9753422 .3655207 .450419 2.69678 Lev 83 .2422625 .1945079 0 .6782572 MktRtr 83 .562147 .5891423 -.5615083 3.654545 VMP 83 2.469413 2.148517 .3104097 11.74995 Egrowth 83 1.106331 1.211255 .0419437 9.582985 Size 83 27.70621 1.257644 25.39604 30.91049

Phụ lục 06: kết quả hồi quy năm 2012 1. Thống kê mô tả . summarize PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size PE 1.0000 DP 0.1011 1.0000 Q -0.1168 -0.0449 1.0000 Lev 0.2656 0.0172 -0.1680 1.0000 MktRtr -0.2712 -0.1084 0.4502 -0.2345 1.0000 VMP -0.0942 -0.1322 0.7877 -0.1908 0.5125 1.0000 Egrowth -0.2272 -0.2025 -0.0511 -0.2782 0.1648 0.0358 1.0000 Size -0.0933 0.0112 0.3583 0.2692 0.0170 0.3192 -0.2090 1.0000

2. Ma trận tương quan . corr PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

White's test for Ho: homoskedasticity against Ha: unrestricted heteroskedasticity

chi2(35) = 45.34 Prob > chi2 = 0.1133

Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test

Source chi2 df p Heteroskedasticity 45.34 35 0.1133 Skewness 13.76 7 0.0557 Kurtosis 2.51 1 0.1132 Total 61.60 43 0.0327 Kết luận: Không xảy ra hiện tượng PSTĐ vì hệ số Prob > chi2 = 0.1133 > alpha 5%

3. Kết quả hồi quy tuyến tính . reg PE DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size

Variable VIF 1/VIF VMP 3.00 0.332852 Q 2.85 0.350552 MktRtr 1.46 0.683558 Size 1.38 0.725414 Lev 1.27 0.784456 Egrowth 1.19 0.842822 DP 1.07 0.933439 Mean VIF 1.75

5. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến . vif

. corr resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size (obs=83)

Kết luận : Hệ số VIF < 10 nên không xảy ra hiện tượng ĐCT 8. Kiểm tra hiện tượng nội sinh . predict resid, residuals

resid DP Q Lev MktRtr VMP Egrowth Size resid 1.0000 DP 0.0000 1.0000 Q 0.0000 -0.0449 1.0000 Lev -0.0000 0.0172 -0.1680 1.0000 MktRtr 0.0000 -0.1084 0.4502 -0.2345 1.0000 VMP 0.0000 -0.1322 0.7877 -0.1908 0.5125 1.0000 Egrowth 0.0000 -0.2025 -0.0511 -0.2782 0.1648 0.0358 1.0000 Size 0.0000 0.0112 0.3583 0.2692 0.0170 0.3192 -0.2090 1.0000 Kết luận: Các biến độc lập không có tương quan với phần dư, nên không xảy ra hiện tượng nội sinh.

Phụ lục 07: VN-index 2000-2013

Tài liệu tham khảo

Tiếng việt

1. PGS. TS Trần Ngọc Thơ, 2003. Tài chính doanh nghiệp hiện đại.

2. ThS. Hoàng Thị Hồng Vân, 2010. Tài liệu về kinh tế lượng.

Tiếng anh

1. Alford, A. (1992), “The Effect of the Set of Comparable Firms on the

Accuracy of the Price-Earnings Valuation Method”

2. Anderson, K., and Brooks, C. (2006), “Decomposing the Price - Earnings

Ratio”, Journal of Asset Management, Vol.6, No.6, pp.456-469.

3. Cho, Y.J. (1994), “DETERMINANTS OF EARNINGS-PRICE RATIOS: A

REEXAMINATION”, Review of Financial Economics, III (2), 105-120.

4. Dr Talat Afza (2012), “Determinants of Price - Earning ratio: The case of

chemical sector of Pakistan.” International journal of academic research in

business and social sciences, vol. 2, No. 8

5. Dudney, D., Jirasakuldech, B., & Zorn, T., “Return Predictability and the P/E

Ratio: Reading the Entrails”, The Journal of Investing, pp.75-82.

6. Gill, S., (2003), “Price-Earnings Ratio Revisited”, Finance India, Vol. XVII,

No. 3, pp 937-951.

7. Gordon, M., Shapiro, E., 1956, “Capital Equipment Analysis: The Required

Rate of Profit”, Management Science, Vol. 3, pp. 102-112.

8. Jones, C.P., (2000), “Investments: Analysis and Management”, 7th ed. John

Wiley & Sons Inc, New York.

9. Kane, A., Marcus, A., & Noh, J. (1996), “The P/E Multiple and Market

Volatility”, Financial Analysts Journal, Vol.52, No.4, pp.16-24.

10. Kulling Karl Johan & Lundberg Filip, 2007, “A quantitative study of the P/E

ratio on the Swedish market”, Master thesis, Lunds University.

11. Kumar, S., Warne, D.P., (2009). “Parametric Determinants of Price-Earnings

Ratio in IndianCapital Markets”. The ICFAI Journal of Applied Finance,

Vol.15, No.9, pp.63-82.

12. Loughlin, J.J., (1996), “Determinants of the Price-earnings Multiple for the

Standard & Poor’s 500 Composite Stock Index and the Effects of

Determinants Volatility”. Doctoral dissertation, St. Louis University, MO.

13. Molodovsky, N. (1953), “A Theory of Price-Earnings Ratios”, Financial

Analysts Journal, Vol.51, No.1, pp.29-43.

14. Muhammad, A., (2010), “Factors Influencing the Price-earning Multiples

and Stock Values”. Interdisciplinary Journal of Contemporary Research In

Business, Vol.2, No.5, pp.105-139.

15. Ramcharran, H., (2002). “An empirical analysis of the determinants of the

P/E ratio in emerging markets”. Emerging Markets Review, Vol.3, No.2,

pp.165-178.

16. Reilly, F.K., Griggs, F.T., Wong, W., (1983), “Determinants of the aggregate

stock market earnings multiple”, Journal of Portfolio Management, Vol.1,

No.1, pp.36-45.

17. Shamsuddin, A., Hiller, A. J., (2004), “Fundamental determinants of the

Australian price-earnings multiple”. Pacific-Basin Finance Journal, Vol.12,

No.5, pp.565-576.

18. Vahid Faezinia (2012). “The quantitative study of effective factors on Price-

Earning ratio in capital market of IRAN”, interdisciplinary journal of

contemporary research in business, vol 3, No 10.

19. White, C. B. (2000), “ What P/E will the U.S Stock Market Support?”,

Financial Analysts Journal, Vol.56, No.6, pp.30-38.

20. Zarowin, P., (1990). “What determines earnings price ratios: revisited”. J. of

Acc. Audit. Finance, Vol. 5, No.25, pp439-457.

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố quyết định đến hệ số P/E của các Công ty phi tài chính niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM HOSE

Chủ đề:

Luận văn thạc sĩ kinh tế

Luận văn thạc sĩ kinh tế đầu tư

CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN HỆ SỐ P/E CỦA

CÁC CÔNG TY PHI TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN

SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ

CHÍ MINH (HOSE)

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH ĐẾN HỆ SỐ P/E CỦA CÁC CÔNG

TY PHI TÀI CHÍNH NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG

KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH (HOSE)

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Vmax Tối đa Giá trị doanh nghiệp

D Nợ tối ưu

PEit = α + β1Dpit + β2Qit + β3Levit + β4MktRtrit +β5VMPit +

β6Egrowthit + β7Sizeit + e

Phụ lục 01: Danh sách các công ty trong mẫu nghiên cứu niêm yết trên

Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP. HCM (HOSE).

Tài liệu liên quan

Đề án tốt nghiệp: Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp đang niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

Luận văn Thạc sĩ: Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của các doanh nghiệp ngành Thủy sản niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Luận văn Thạc sĩ: Tác động kênh huy động vốn qua phát hành trái phiếu đến lợi nhuận của ngân hàng thương mại Việt Nam giai đoạn 2010-2020

Đề án tốt nghiệp: Tác động của vốn trí tuệ đến hiệu quả tài chính của ngân hàng nông nghiệp và phát triển nông thôn việt nam chi nhánh thuận an sóng thần

Đề án tốt nghiệp: Tác động của vốn đến khả năng sinh lời tại các ngân hàng TMCP Việt Nam

Đề án tốt nghiệp: Huy động vốn tiền gửi tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Ngoại thương Việt Nam - Chi nhánh Tây Hồ

Luận án Tiến sĩ: Đánh giá hiệu quả đầu tư của doanh nghiệp ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Các yếu tố ảnh hưởng tới quy mô vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào lĩnh vực nông nghiệp ở Việt Nam

Luận văn Thạc sĩ: Các nhân tố tác động đến cấu trúc vốn của doanh nghiệp ngành xây dựng niêm yết trên thị trường chứng khoán việt nam

Luận văn Thạc sĩ: Tác động của thu nhập ngoài lãi đến tỷ suất sinh lời của các ngân hàng thương mại Việt Nam

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Trích xuất mạch vành và phát hiện bất thường trên mạch vành hỗ trợ trong chẩn đoán

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Trích xuất mạch vành và phát hiện bất thường trên mạch vành hỗ trợ trong chẩn đoán

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp, đặc trưng và ứng dụng của vật liệu khung cơ kim loại trên cơ sở Bismuth

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp, đặc trưng và ứng dụng của vật liệu khung cơ kim loại trên cơ sở Bismuth

Luận án Tiến sĩ: Tác động của trách nhiệm xã hội đến tài sản thương hiệu, sự hài lòng và ý định quay lại của du khách - Trường hợp các điểm đến ở khu vực Đông Nam Bộ, Việt Nam

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Tác động của trách nhiệm xã hội đến tài sản thương hiệu, sự hài lòng và ý định quay lại của du khách - Trường hợp các điểm đến ở khu vực Đông Nam Bộ, Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu chế tạo vật liệu xúc tác quang trên nền TiO₂, ZnO biến tính bởi chấm lượng tử Graphene pha tạp nitơ và nano bạc

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu chế tạo vật liệu xúc tác quang trên nền TiO₂, ZnO biến tính bởi chấm lượng tử Graphene pha tạp nitơ và nano bạc

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phát triển các mô hình sinh kế bền vững dựa vào canh tác nông nghiệp của người dân ở vùng đệm Vườn quốc gia Tà Đùng

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phát triển các mô hình sinh kế bền vững dựa vào canh tác nông nghiệp của người dân ở vùng đệm Vườn quốc gia Tà Đùng

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp dung dịch Ferrate (FeO₄²⁻) bằng phương pháp điện hoá và ứng dụng trong xử lý nước thải

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp dung dịch Ferrate (FeO₄²⁻) bằng phương pháp điện hoá và ứng dụng trong xử lý nước thải

Tóm tắt Đề án Thạc sĩ: Đào tạo nguồn nhân lực trong bối cảnh chuyển đổi số tại Học viện Công nghệ Bưu chính Viễn thông

Đề án Thạc sĩ: Đào tạo nguồn nhân lực trong bối cảnh chuyển đổi số tại Học viện Công nghệ Bưu chính Viễn thông

Luận án Tiến sĩ: Tác động của văn hoá doanh nghiệp đến năng lực sáng tạo của nhân viên các doanh nghiệp ICT Việt Nam - Nghiên cứu trường hợp Tập đoàn FPT

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