Độ phân mảnh của thị trường vốn tự có và các nhân tố ảnh hưởng: Nghiên cứu thực nghiệm tại một số quốc gia đang phát triển tại châu Á
Working Paper 2021.1.3.03
- Vol 1, No 3
ĐỘ PHÂN MẢNH CỦA THỊ TRƯỜNG VỐN TỰ CÓ VÀ CÁC NHÂN TỐ
ẢNH HƯỞNG: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI MỘT SỐ
QUỐC GIA ĐANG PHÁT TRIỂN TẠI CHÂU Á
Dương Hoàng Anh1
Sinh viên Khoa Ngân hàng
Học viện Ngân hàng, Hà Nội, Việt Nam
Vũ Hoài Linh2
Sinh viên CTTT KT - K56 – Viện KT & KDQT
Trường Đại học Ngoại thương, Hà Nội, Việt Nam
Tóm tắt
Bài báo giới thiệu phương pháp mới để xác định độ phân mảnh vốn tự có (SEG) của thị trường. Từ
đó, áp dụng phương pháp trên để nghiên cứu thực nghiệm tại một số quốc gia đang phát triển của
Châu Á và 20 ngành (được sắp xếp theo FTSE Russell) trong vòng 11 năm từ 2009 đến 2019. Sử
dụng mô hình hồi quy dữ liệu dạng bảng, cùng kỹ thuật tác động cố định (FEM) nhóm nghiên cứu
thấy rằng thị trường vốn tại 6 quốc gia đang phát triển của châu Á bị phân mảnh qua thời gian.
Đồng thời, các nhân tố như thu nhập và biến động thu nhập từ cổ phiếu, tổng tải sản, vốn chủ sở
hữu, lợi nhuận trước thuế có gây ảnh hưởng đến độ phân mảnh vốn tự có của thị trường. Bên cạnh
đó, nhóm nghiên cứu chứng minh được giá cổ phiếu và biến động giá cổ phiếu có tác động ngược
chiều đến phân mảnh vốn tại 6 quốc gia đang phát triển của Châu Á.
Từ khóa: độ phân mảnh vốn tự có, quốc gia đang phát triển, thu nhập, biến động thu nhập
SEGMENTATION OF EQUITY MARKETS AND ITS DETERMINANTS:
EMPIRICAL EVIDENCE FROM ASIAN DEVELOPING COUNTRIES
Abstract
The research introduces new measure of segmentation of equity market (SEG), empirical evidence
from 6 emerging countries in Asian in a period of 11 years. By using regression model, FEM testing
method and descriptive statistics, we assess that Asian’s equity markets are significantly segmented
through time. Moreover, we find strong evidence suggesting that stock price, and price volatility is
negatively correlated with segmentation in Asian’s equity markets.
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 31
Keywords: emerging countries, equity market segmentation, return, return volatility
1. Giới thiệu chung
Hội nhập kinh tế quốc tế đang trở thành xu hướng phổ biến và tất yếu đối với các quốc gia trên
thế giới. Quá trình hội nhập đã đem lại nhiều lợi ích to lớn, không chỉ giúp giải quyết các vấn đề
riêng của từng quốc gia mà còn hỗ trợ giải quyết vấn đề chung giữa liên minh các quốc gia thành
viên hoặc khu vực. Những cơ hội phát triển mà quá trình hội nhập tạo ra là không thể phủ nhận,
song xu hướng này cũng đặt ra vô vàn khó khăn, thách thức cho các quốc gia, ví dụ như quá trình
hội nhập dễ gây ra những tổn thương cho các doanh nghiệp hoặc các ngành; gây nên sự thiếu công
bằng trong phân phối lợi ích và rủi ro cho các nước; hay sự giảm sút liên hoàn giữa các quốc gia
khi nền kinh tế bước vào giai đoạn suy thoái hoặc có biến cố xảy ra. Bên cạnh đó, quá trình hội
nhập quốc tế cũng gây ra nhiều sự thay đổi, ảnh hưởng sâu sắc đến định giá cổ phiếu, các phân bổ
chi phí vốn, các lợi ích và rủi ro (Bekaert và cộng sự 2011). Để có thể giải quyết những khó khăn
cũng như xây dựng chiến lược hội nhập hiệu quả và loại bỏ tối đa rủi ro, các nhà lãnh đạo cần nắm
được mức độ hội nhập của từng ngành và của quốc gia mình. Một trong những bộ chỉ số đầy đủ,
cần thiết để đánh giá mức độ hội nhập đó là độ phân mảnh vốn tự có của thị trường hay còn gọi là
SEG, là thước đo mức độ phân khúc của thị trường vốn. Năm 2011, Bekaert và cộng sự đã đưa ra
phương pháp mới để xác định độ phân mảnh vốn tự có của thị trường, dựa vào yếu tố nguồn vốn tự
có của công ty để chỉ ra vai trò và tỉ trọng của một quốc gia đối với các quốc gia/ngành khác.
Trong giai đoạn kinh tế phát triển ổn định, độ phân mảnh của một ngành trong quốc gia càng
thấp cho thấy sự toàn cầu hóa của ngành rộng hơn, có chung xu hướng với ngành trong cùng khu
vực. Điều này mở ra khả năng hội nhập và hợp tác lẫn nhau giữa các ngành trong khu vực. Nhờ vào
đó, các nhà quản lý có thể dựa vào chỉ số này để đề ra các chiến lược hoạt động trong quá trình hợp
tác và hội nhập. Theo các tài liệu nghiên cứu về tài chính quốc tế trước đây, để nghiên cứu phân
khúc thị trường vốn, các tác giả đều sử dụng chỉ số tương đối, ví dụ dựa vào sự tương quan trong
lợi nhuận nguồn vốn (equity return correlation) hay các chỉ số liên quan đến rủi ro có hệ thống như
beta của danh mục đầu tư của thị trường quốc tế (systematic risk exposures: world market portfolio
betas) (Baele, 2005; Bekaert & Harvey, 1995; Bekaert, Hodrick & Zhang, 2009; Eiling & Gerard,
2011; Eun & Lee, 2010; Pukthuanthong & Roll, 2009; Karolyi & Stulz, 2003). Riêng chỉ số SEG
trong bài dựa vào giá trị tuyệt đối cấp ngành được tính tại mọi thời điểm trong quá khứ chứ không
phải giá trị tương đối. Tại Châu Á hiện nay chưa có nghiên cứu nào áp dụng phương pháp xác định
phân khúc thị trường vốn tự có để áp dụng cho các quốc gia đang phát triển.
Bài báo tập trung làm rõ ba mục đích chính như sau. Thứ nhất, giới thiệu thước đo mới để xác
định mức độ phân mảnh vốn tự có của thị trường. Thứ hai, đánh giá thị trường vốn tại một số quốc
gia đang phát triển tại châu Á. Liệu thị trường vốn tại các quốc gia này có bị phân mảnh qua thời
gian hay không. Thứ ba, đánh giá các nhân tố như thu nhập và biến động thu nhập từ cổ phiếu, tổng
tài sản, vốn chủ sở hữu, lợi nhuận trước thuế có ảnh hưởng đến độ phân mảnh vốn thị trường tại 6
quốc gia đang phát triển của châu Á hay không.
Dựa theo bài Bekaert và cộng sự (2011), giá cổ phiếu xuất hiện trong công thức tính chỉ số
SEG, nhóm nghiên cứu xây dựng giả thiết rằng giá cổ phiếu có tác động ngược lại đến SEG và cổ
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 32
phiếu càng biến động nhiều thì phân mảnh thị trường vốn càng ít tại 6 quốc gia đang phát triển của
châu Á.
2. Cơ sở lý thuyết
Khái niệm về độ phân mảnh vốn của thị trường được xuất hiện lần đầu tiên trong nghiên cứu
của Ian Domowitz và cộng sự năm 1997. Bản chất của khái niệm phân mảnh vốn được nhóm nghiên
cứu cho rằng rất trừu tượng và khó xác định, tuy nhiên có thể thấy bằng sự chênh lệch khác nhau
của giá cổ phiếu (gây ra bởi quyền sở hữu trong nước hoặc nước ngoài, cá nhân hoặc tổ chức).
Nhóm nghiên cứu đo lường thặng dư vốn cổ phần (share premium) của các loại cổ phiếu khác nhau
để tìm ra sự chênh lệch, từ đó cho thấy thị trường vốn có sự phân mảnh. Độ phân mảnh vốn được
chứng minh có thể bị tác động bởi những rào cản đầu tư (investment barriers) từ trong nước
(domestic) và ngoài nước (foreign).
Trong bài báo nghiên cứu này, nhóm tác giả dựa vào phương pháp xác định độ phân mảnh vốn
do Bekaert và các cộng sự xây dựng năm 2011. Chỉ số SEG được tính toán dựa vào cách tính tổng
giá trị cấu thành từ các ngành. Chỉ số sẽ càng trở nên chính xác hơn khi càng có nhiều công ty trong
cùng một ngành. Để tránh phạm vi quá rộng khi so sánh các công ty giữa các quốc gia khi đánh giá
phân loại mảnh vốn tự có, các tác giả đã giảm số lượng các ngành từ 38 ngành xuống 19 ngành…
Lợi thế của việc nhóm các công ty vào danh mục đầu tư theo ngành còn được thể hiện ở nghiên cứu
bởi Carieri, Errunza & Hogan (2009) khi tạo một chỉ số tài chính mới dựa vào độ giao thoa của lợi
nhuận (return) giữa các công ty trong một quốc gia và chỉ số tương tự ở cấp độ thế giới.
Kết quả thực nghiệm từ Bekaert và các cộng sự (2011) cho thấy, nhìn chung độ phân mảnh của
các quốc gia giảm theo thời gian, nhưng độ phân mảnh tại các quốc gia đang phát triển vẫn cao và
tiếp tục. Các quy định, chính sách của quốc gia liên quan đến dòng vốn từ nước ngoài và các yếu
tố không thuộc quy định, chính sách (nonregulatory factors) đều đóng vai trò quan trọng ảnh hưởng
tới độ phân mảnh vốn của thị trường. Đặc biệt, nhóm tác giả khám phá ra rủi ro chính trị và sự phát
triển của thị trường chứng khoán, cũng như sự ảnh hưởng lớn của các tập đoàn tín dụng tại Mỹ là
những nhân tố tác động tới độ phân mảnh vốn toàn cầu. Các tác giả cho rằng không nhất thiết quốc
gia với độ phân mảnh cao nghĩa là “kém” về mặt định giá giá trị. Quan điểm này cũng đồng nhất
với kết quả của Mei, Scheinkman & Xiong (2009) khi nghiên cứu về thị trường Trung Quốc và
nhận thấy với những bên trung gian đại lý định giá sai, việc thị trường phân mảnh có thể gây ra việc
định giá quá so với giá trị thực (overpricing): cổ phiếu cấp độ A chỉ được giao dịch bởi người bản
địa có thể bị định giá quá so với giá trị thực so với cùng loại cổ phiếu (cấp độ B) chỉ được giao dịch
bởi nhà đầu tư nước ngoài.
Việc tính toán và phân tích chỉ số SEG là cần thiết đối với những quốc gia đang trong quá trình
đẩy mạnh hội nhập quốc tế, đặc biệt là các quốc gia đang phát triển của châu Á. Hơn nữa, độ phân
mảnh vốn tự có và các nhân tố ảnh hưởng đến nó là chủ đề còn khá mới mẻ tại châu Á, chưa nhiều
nhà nghiên cứu tiếp cận. Các bài phân tích nổi bật nhất của chủ đề này đã đưa ra phương pháp tính
độ phân mảnh vốn tự có mới và chỉ ra tình hình chính trị của quốc gia và sự phát triển của thị trường
chứng khoán có ảnh hưởng đến độ phân mảnh vốn tự có (Bekeart và cộng sự 2011); chỉ ra thị trường
vốn của Châu Phi có phân mảnh qua thời gian (Kodongo & Ojah, 2011); phân tích độ phân mảnh
vốn tại châu Âu và chỉ ra rằng đây là một yếu tố tác động mạnh mẽ đến chiến lược đầu tư của các
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 33
nhà đầu tư (Bernardino, 2019). Tuy nhiên, phần lớn các nghiên cứu đều tập trung phân tích độ phân
mảnh vốn tại châu Âu hay Mỹ, chưa có một bài nghiên cứu nào làm rõ vấn đề này đối với khu vực
châu Á nói chung và Việt Nam nói riêng.
Ngoài ra, chỉ số SEG còn góp phần đáng kể trong việc giải thích nguồn gốc của khủng hoảng tài
chính thế giới, ban đầu khủng hoảng chỉ bắt đầu từ một vài quốc gia, sau đó lan rộng, và ảnh hưởng
liên hoàn đến nền kinh tế của các quốc gia khác. Bekaert và các cộng sự (2014) phân tích tác động
của cuộc khủng hoảng 2007-2009 đến tổ hợp 415 quốc gia-ngành. Kết quả cho thấy sự sụp đổ của
các quốc gia khác bắt nguồn từ các tác động tiêu cực từ Hoa Kỳ. Bằng chứng chỉ ra rằng khi chỉ số
đo lường trạng thái biến động chung của thị trường chứng khoán (VIX) tăng sẽ khiến cho tính
chuyển động cùng nhau giữa lợi nhuận của các công ty giảm. Điều này đã được xác thực bởi Bekaert
và các cộng sự (2011) khi họ cho thấy chỉ số SEG tăng trong giai đoạn biến động thị trường.
Cuối cùng, việc nghiên cứu về chỉ số SEG đã góp phần cung cấp các thông tin quan trọng đến
các nhà quản lý trong quá trình tìm ra các yếu tố quan trọng trong quá trình toàn cầu hóa đến một
số ngành nghề nhất định. Nghiên cứu bởi Ozcan, Papaioannou & Peydro (2013) phân tích tác động
của quá trình toàn cầu hóa đến vòng xoay kinh doanh (business cycle) cho các nước đang phát triển
bằng việc sử dụng dữ liệu của ngành ngân hàng. Các tác giả tìm thấy bằng chứng về tác động tiêu
cực của việc giao thoa trong ngành ngân hàng, khi có các biến động quốc tế và làm thiệt hại ngành
tài chính tại châu Âu trong giai đoạn 1978 - 2006.
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Dữ liệu nghiên cứu
Nhóm tác giả thu thập dữ liệu từ nguồn S&P Global Market Intelligence, trong đó bao gồm tất
cả các doanh nghiệp tại 6 quốc gia đang phát triển của châu Á là: Trung Quốc (CHN), Thái Lan
(THA), Malaysia (MYS), Philippines (PHL) và Việt Nam (VNM) và được phân loại vào 20 ngành
dựa theo chỉ số FTSE Russell. Dữ liệu được lấy theo tần suất tháng, từ tháng 01 năm 2009 đến
tháng 12 năm 2019, trong đó gồm các biến: giá cổ phiếu (stock price), thu nhập ròng (net income),
giá trị thị trường (market value) để tính toán độ phân mảnh vốn (SEG) và thu nhập cũng như biến
động thu nhập từ cổ phiếu của 6 quốc gia quốc gia kể trên trong thời gian 11 năm. Sau đó, thu thập
dữ liệu liên quan đến các biến giải thích, gồm: tổng tài sản (ta), vốn chủ sở hữu (te), lợi nhuận trước
thuế (ebit) kết hợp với kết quả tính toán thu nhập và biến động thu nhập để phân tích mức độ ảnh
hưởng của các biến này đối với độ phân mảnh vốn. Bên cạnh đó, nhóm tác giả thu thập các biến
kiểm soát cho các quốc gia được xem xét gồm GDP, tỉ lệ lạm phát, vốn hóa thị trường, số lượng có
thể truy cập được vào internet, vòng quay cổ phiếu (shareturnover), lãi suất thực từ nguồn của
World Bank.
Bảng 3.1. Thống kê mô tả các biến giải thích.
Biến giải
thích
Số quan
Giá trị
TB
Độ lệch
chuẩn
Giá trị nhỏ
nhất
Giá trị lớn
nhất
sát
CHN
TA
TE
442968
439176
7762593
1081608
160,28%
140,71%
0
4479382891
386045317
-4549912
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 34
Biến giải
thích
Số quan
Giá trị
TB
Độ lệch
chuẩn
Giá trị nhỏ
nhất
Giá trị lớn
nhất
sát
EBIT
391584
153230
355980
200064
0,02117
0,13324
155,83%
15,59%
9,86%
-7033431
-79,22%
0,00%
63642984
565,20%
359,43%
Thu nhập
Biến động
thu nhập
IND
MYS
PHL
TA
TE
82948
79159
65425
28391
50040
1228905
315013
76083,3
0,01908
0,16592
202,20%
191,46%
214,47%
23,13%
18,55%
3
101306842
14800818
3676280
500,00%
353,55%
-3099664
-1772422
-100,00%
0,00%
EBIT
Thu nhập
Biến động
thu nhập
TA
TE
110979
109425
89164
41993
93384
1413694
331593
173,92%
153,93%
184,22%
14,50%
10,74%
0
208674541
20019910
3396827
930,77%
467,87%
-509113
-992072
-100,00%
0,00%
EBIT
48717,9
0,014354
0,10243
Thu nhập
Biến động
thu nhập
TA
TE
38313
36393
27227
12341
25392
1735304
427021
102104
0,01715
0,12071
264,60%
227,27%
256,81%
19,52%
17,70%
1
62664923
7540194
2520111
733,84%
519,63%
-227666
-258118
-100,00%
0,00%
EBIT
Thu nhập
Biến động
thu nhập
THA
TA
TE
154824
151789
125488
38080
1375533
339580
65619,7
0,01199
0,11586
177,63%
169,29%
188,83%
16,66%
12,38%
28
108907086
29124198
7881058
700,00%
280,95%
-1385682
-439307
-100,00%
0,00%
EBIT
Thu nhập
Biến động
thu nhập
77520
VNM
TA
113131
317882
171,87%
22
64285743
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 35
Biến giải
thích
Số quan
Giá trị
TB
Độ lệch
chuẩn
Giá trị nhỏ
nhất
Giá trị lớn
nhất
sát
TE
110911
99016
37937
81264
56077,4
10124,1
0,00435
0,1198
158,67%
177,95%
15,30%
9,66%
-81392
-682199
-79,75%
0,00%
3486269
1386033
273,68%
138,78%
EBIT
Thu nhập
Biến động
thu nhập
Nguồn: tính toán từ nhớm nghiên cứu bằng phần mềm STATA
Bảng 3.1 cho thấy cái nhìn tổng quan về các biến giải thích, bao gồm giá trị trung bình, độ lệch
chuẩn, giá trị nhỏ nhất và lớn nhất của các biến này theo từng quốc gia. Có thể thấy, Trung Quốc là
quốc gia có số lượng quan sát ở tất cả các biến lớn nhất trong các quốc gia, trong khi đó, lượng
quan sát ở Philippines là ít nhất. Tổng quan, bộ dữ liệu về các biến giải thích có khối lượng gần
4.000.000 quan sát.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Phương pháp nghiên cứu được sử dụng là phương pháp hồi quy dữ liệu dạng bảng. Sau khi tiến
hành kiểm định Hausman để so sánh kỹ thuật hiệu ứng tác động cố định (FEM) và hiệu ứng tác
động ngẫu nhiên (REM), nhóm tác giả thấy rằng kỹ thuật FEM ưu việt hơn nên đã lựa chọn để thực
hiện nghiên cứu.
Chỉ số SEG dựa theo công thức sau (Bekaert và cộng sự 2011):
N
SEG = IW | EYi, j,t − EYw, j,t
|
i,t
i, j,t
j=1
Trong đó: i: quốc gia; j: ngành; t: thời gian (tháng)
IW
i, j,t : Tỷ trọng ngành j ở quốc gia i trong thời gian t, là tỷ lệ giữa tổng vốn hóa thị trường của
ngành j và tổng vốn hóa thị trường của tất cả các ngành.
EY
:
i, j,t
Tỷ suất thu nhập của ngành j ở quốc gia i trong thời gian t, là tỷ trọng thu nhập trên một
cổ phiếu (EPS) và giá trị thị trường của cổ phiếu. EY biểu thị tỷ suất thu nhập của ngành j tính
i,j,t
EY
trong phạm vi 1 quốc gia i trong thời gian t, i, j,t tỷ lệ nghịch với chỉ số PE (chỉ số đánh giá mối
quan hệ giữa giá thị trường của cổ phiếu và thu nhập trên một cổ phiếu) được xác định tại quốc gia
i.
EYw, j,t
:
Tỷ suất thu nhập của ngành được xác định trên phạm vi tổng tất cả các quốc gia trong
thời gian t
Dựa theo mô hình nghiên cứu do Geert Bekaert xây dựng năm 2011, mô hình hồi quy được thiết
lập để nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến chỉ số SEG theo các mô hình dưới đây:
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 36
Mô hình hồi quy theo quốc gia:
SEGi,t =i,t + 1i,tThunhapi,t + 2i,t Biendongthunhapi,t + 3i,t Xi,t +i,t ,i =1,2,...,6
(1)
Mô hình hồi quy theo ngành:
SEGj,t = j,t + 1 j,tThunhapj,t + 2 j,t Biendongthunhapj,t + 3 j,t Xi,t + j,t ,i =1,2,...,20
(2)
Mô hình hồi quy cấp quốc gia có kèm các biến kiểm soát:
SEG =i,t + 1i,tThunhapi,t + 2i,t Biendongthunhapi,t + 3i,t Xi,t + 4i,tY +i,t ,i =1,2,...,6
i,t
i,t
(3)
Biến X gồm 1 trong 3 biến: Lợi nhuận trước thuế, Tổng tài sản, và Vốn chủ sở hữu. Ngoài ra,
biến Y là các biến kiểm soát cho các quốc gia theo thời gian để kiểm soát cho sự khác biệt về đặc
điểm riêng của mỗi quốc gia, gồm: GDP, tỉ lệ lạm phát, vốn hóa thị trường, số lượng có thể truy
cập được vào internet, vòng quay cổ phiếu (shareturnover), lãi suất thực và luật pháp.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Độ phân mảnh vốn tự có của thị trường tại 6 quốc gia đang phát triển của Châu Á.
Bảng 4.1 cung cấp thông tin giá trị trung bình về các biến, đặc biệt thể hiện giá trị trung bình
biến SEG, cùng với giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất của SEG và xếp hạng SEG cho các quốc gia,
với quy tắc xếp hạng tăng dần, nghĩa là quốc gia càng ít phân mảnh về vốn tự có thì mức độ xếp
hạng càng cao.
Bảng 4.1. Độ phân mảnh vốn theo quốc gia
Quốc Số quan Giá trị TB
Giá trị nhỏ
nhất của
SEG
Giá trị lớn
nhất của
SEG
Độ lệch
chuẩn
Xếp
hạng
theo giá
trị TB
của
gia
sát các
công ty
theo
của SEG
tháng
SEG
CHN
THA
MYS
IDN
533016
219384
159456
117216
48708
54,6%
0,0028066%
0,0306082%
0,0095309%
0,014422%
0,0048847%
0,4194857%
1968,55%
2585,13%
3607,32%
3327,38%
5070,35%
5896,19%
105,08487%
240,96772%
317,67394%
677,20084%
630,6093%
489,8622%
1
2
3
4
5
6
1,11506%
135,463%
323,145%
366,291%
401,819%
PHL
VNM
166056
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
Bảng 4.2 cung cấp thông tin độ phân mảnh vốn theo các ngành. Theo bảng kết quả, ngành Công
nghệ và Hàng Công nghiệp & dịch vụ có số công ty quan sát được chiếm tỉ lệ cao nhất. Chỉ số SEG
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 37
của hai ngành này tương đối cao, lần lượt là 383.680% và 139.730%, xếp hạng nửa sau trong số 20
ngành được liệt kê. Ngành Ngân hàng có chỉ số SEG cao nhất trong 20 ngành, là 1677.880%.
Bảng 4.2. Độ phân mảnh vốn theo các ngành
Các ngành
Số
quan
sát
Giá trị
TB của
SEG
Độ
lệch
Giá trị
nhỏ nhất lớn nhất
Giá trị
chuẩn của SEG của SEG
0,00023% 2,7332%
33.660 0,8223% 119% 0,00026% 14,961%
62.568 0,3035% 45% 0,00003% 5,9118%
Công nghệ
Viễn thông
84.876 0,9393% 63%
Chăm sóc sức khỏe
Ngân hàng
30.096 18,5602% 792% 0,19028% 58,9619%
53.460 0,5971% 121% 0,00215% 16,5791%
Dịch vụ tài chính
Bảo hiểm
13.464 0,6449% 57%
0,00005% 6,5135%
Bất động sản
102.432 1,6471% 225% 0,00104% 30,6234%
37.356 0,4814% 100% 0,00153% 12,1451%
Ô tô & phụ tùng
Hàng tiêu dùng
Truyền thông
82.368
0,28%
70%
18%
0,0001% 10,2087%
0,0003% 1,2826%
22.572 0,1777%
31.284 0,3253%
36.828 0,6234%
Bán lẻ
41% 0,00014% 4,5483%
55% 0,00034% 3,4192%
305% 0,00036% 23,4646%
19% 0,00027% 1,3842%
Du lịch
Đồ ăn, nước giải khát & thuốc lá
Chăm sóc cá nhân & Dược phẩm
Xây dựng & vật liệu
Hàng công nghiệp & dịch vụ
Vật liệu cơ bản
Hóa chất
93.060
13.464
2,22%
0,15%
110.484 1,7079% 325% 0,00344% 31,7651%
208.032 1,5685% 300% 0,0016% 50,7035%
78.408 0,6363% 105% 0,00205% 12,7105%
67.188 0,8983% 118% 0,00095% 10,4666%
41.052 2,3387% 255% 0,00867% 17,7084%
41.184 1,7903% 341% 0,00161% 27,9182%
Năng lượng
Tiện ích
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
4.2. Các nhân tố ảnh hưởng đến độ phân mảnh vốn tự có của thị trường
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 38
Bảng 4.3. Ma trận hệ số tương quan của các biến giải thích
Biến
Lnta
Lnte
Lnebit Thu nhập động thu SEG
nhập
Lnta
1
Lnte
0,9481*
1
Lnebit
0,8948* 0,8819*
1
Return
-0,0068* -0,0036* 0,0037
1
Biến động thu nhập
SEG
-0,0990* -0,1010* -0,1003* 0,1963*
0,0589* -0,0206* 0,0076* -0,0114*
1
-0,0191*
1
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
Bảng 4.3 thể hiện mức độ tương quan của các biến trong mô hình, kết quả cho thấy ba biến ta,
te, ebit có độ tương quan cao (hệ số tương quan > 0,8). Vì vậy, ba biến này được đưa vào ba mô
hình phân biệt. Thêm vào đó, do sự tính chất và đặc điểm khác nhau giữa các quốc gia cũng như
các ngành, giá trị của ba biến khác (Lợi nhuận trước thuế, Tổng tài sản và Vốn chủ sở hữu) có sự
khác biệt lớn. Ví dụ, các công ty nhỏ về công nghiệp tại Việt Nam sẽ khó có thể so sánh về tổng tài
sản với các công ty lớn về công nghệ/ tài chính do đó hàm logarit tự nhiên cho 3 biến trên được sử
dụng để góp phần giảm sự chênh lệch nói trên. Mô hình hồi quy phù hợp là FEM, kiểm tra đa cộng
tuyến các VIF đều bé hơn 10 cho thấy mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.
Từ kết quả hệ số tương quan, các mô hình hồi quy theo quốc gia được sử dụng là:
(4)
(5)
(6)
SEG = 1i,t lnebit + 2i,tThunhap + 3i,t Biendongthunhap +i,t
i,t
i,t
i,t
SEG = 1i,t lnta+ 2i,tThunhapi,t + 3i,t Biendongthunhapi,t +i,t
i,t
SEG = 1i,t lnte+2i,tThunhap +3i,t Biendongthunhap +i,t
i,t
i,t
i,t
Các kết quả hồi quy cho thấy mô hình hồi quy phù hợp là FEM, thực hiện lệnh robust xử lý
phương sai sai số không đổi, hệ số VIF đều bé hơn 10 cho thấy không có hiện tượng đa cộng tuyến.
4.2.1. Kết quả hồi quy theo quốc gia
Bảng 4.4. Kết quả hồi quy theo các quốc gia mô hình (4)
VARIABLES
CHN
IND
MYS
PHL
THA
VNM
Lnebit
-0,044*** 0,205*** 0,020**
-0,284***
0,011
0,202***
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 39
(-24,366)
(9,577)
(2,094)
(-5,850)
0,092
(1,117)
0,032
(7,364)
-1,325***
(-10,287)
Thu nhập
0,061*** -0,130** -0,112**
(6,942)
(-2,068)
(-2,136)
(0,395)
(0,689)
Biến động thu
nhập
-0,000
0,277**
(2,563)
0,068
0,943**
(2,404)
0,275***
(3,423)
6,988***
(26,796)
1,258***
(5,629)
31.145
0,026
(-0,018)
(0,757)
Hằng số
0,975*** 0,781*** 1,215*** 6,826*** 1,080***
(49,811)
133.129
0,005
(3,566)
23.398
0,004
612
(13,289)
33.429
0,000
(13,446)
9.162
0,005
254
(11,100)
30.136
0,000
Số quan sát
R-squared
Số công ty
3.728
901
772
973
t-statistics *** p<0,01, ** p<0,05, *p<0,1
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
Bảng 4.5. Kết quả hồi quy mô hình theo các quốc gia, mô hình (5)
VARIABLES
CHN
IND
MYS
PHL
THA
VNM
-
Lnta
-0,089*** 0,235*** 0,065*** -0,351*** 0,196*** -0,788***
(-44,170)
0,057***
(7,250)
(8,166)
(4,412)
(-7,638)
0,084
(-12,626) (-17,252)
Thu nhập
-0,120** -0,128***
0,019
-1,142***
(-9,450)
(-2,149)
(-3,094)
(0,496)
(0,528)
Biến động thu
nhập
-0,048***
(-3,093)
1,690***
(62,396)
151.962
0,013
0,143
(1,573)
0,101
(0,274)
27.835
0,003
656
0,263***
(3,696)
0,529***
(2,932)
40.783
0,001
0,468*
(1,750)
0,081
5,062***
(21,006)
(1,423)
Hằng số
7,747*** 3,500*** 11,634***
(13,444)
12.115
0,006
(18,573)
36.903
0,005
(23,543)
35.263
0,024
Số quan sát
R-squared
Số công ty
3.781
939
278
820
997
t-statistics in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 40
Bảng 4.6. Kết quả mô hình hồi quy theo các quốc gia, mô hình (6)
VARIABLES
CHN
IND
MYS
0,092***
(6,021)
PHL
-0,228***
(-4,212)
0,098
THA
-0,214***
(-15,535)
0,024
VNM
Lnte
-0,085***
(-41,400)
0,057***
(7,155)
0,399***
(14,277)
-0,116**
(-2,035)
-0,604***
(-13,391)
-1,180***
(-9,661)
Thu nhập
-0,126***
(-2,957)
(0,559)
(0,679)
Biến động thu
nhập
-0,039**
(-2,498)
1,581***
(60,189)
150.668
0,012
0,206**
(2,194)
-1,596***
(-4,812)
27.301
0,008
0,264***
(3,578)
0,252
0,513*
(1,837)
6,096***
(9,459)
11.679
0,002
0,067
(1,176)
3,565***
(22,647)
36.805
0,007
5,572***
(22,626)
9,076***
(20,191)
34.994
0,023
Hằng số
(1,408)
40.386
0,001
Số quan sát
R-squared
Số công ty
3.780
649
931
271
818
998
t-statistics in parentheses *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Nguồn: Tính toán từ nhóm nghiên cứu bằng phần mềm Stata
Bảng 4.4, Bảng 4.5 và Bảng 4.6 có kết quả tương tự nhau. Biến thu nhập có ảnh hưởng
cùng chiều với độ phân mảnh vốn tại Trung Quốc, tức là khi thu nhập đến từ cổ phiểu tăng lên
1% thì thị trường vốn của Trung Quốc sẽ phân mảnh mạnh thêm 0,061%. Trái lại, độ phân
mảnh tại các quốc gia như Malaysia, Indonesia và Việt Nam, thu nhập cứ tăng lên 1% thì độ
phân mảnh vốn lần lượt giảm 0,112%; 0,13%, 1,325%. Với biến động thu nhập, độ phân mảnh
vốn tại tất cả các quốc gia có cùng xu hướng với biến động thu nhập. Đối với biến lnebit, độ
phân mảnh vốn tại Trung Quốc và Thái Lan giảm khi lợi nhuận trước thuế tại 2 quốc gia này
tăng lên, trong khi các quốc gia còn lại có xu hướng trái ngược. Biến lnta và biến lnte có kết
quả hồi quy tương tự nhau, ở Indonesia và Malaysia, phân khúc thị trường vốn tại các quốc gia
này có mối quan hệ tương quan cùng chiều với với tổng tài sản. Các quốc gia khác thì có quan
hệ tương quan ngược chiều.
4.2.2. Kết quả hồi quy theo ngành – quốc gia
Bảng 4.7 thể hiện kết quả hồi quy theo ngành – quốc gia với 3 biến lnebit, lnta và lnte. Do có mức
độ tương quan cao nên 3 biến này được đưa vào 3 mô hình riêng biệt. Kết quả cho thấy cả 3 biến
có ý nghĩa thống kê với chỉ số SEG. Đặc biệt, lnebit, lnta và lnte có tương quan ngược chiều với
SEG, có nghĩa với mức tăng 1% của các chỉ số này sẽ dẫn đến mức giảm của SEG.
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 41
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy tổng hợp theo quốc gia-ngành
lnebit
lnta
lnte
Thu nhập Biến
GDP
Lạm phát Vốn hóa internet
Vòng
quay cổ
phiếu
Lãi suất
thực
Luật
Hằng số Số quan Số
sát công
ty
VARIABL
ES
động
thu
thị
pháp
trường
nhập
SEG
0,102***
-21,433
-0,145*** -0,003 -0,172*** -15,553*** -1,043*** -1,178*** 0,231*** -16,902*** 1,451*** 31,210*** 222.219 6.844
-6,430 (0,077) (-5,092) (-38,198) (-64,111) (-22,829) -36,701 (-34,232) -27,912 -92,244
0,124***
-19,311
-0,113*** -0,039 -0,181*** -15,578*** -1,060*** -1,024*** 0,218*** -16,744*** 1,482*** 31,151*** 259.311 7.098
(-5,639) (-1,061) (-5,802) (-41,188) (-69,137) (-22,067) -37,746 (-36,522)
-30,28
-97,04
0.155*** -0,112*** -0,02 -0,207*** -15,382*** -1,067*** -1,030*** 0,218*** -16,475*** 1,474*** 31,274*** 256.654 7.074
-23.669 (-5,518) (-0,540) (-6,575) (-40,451) (-69,108) (-22,077) -37,583
-29,98
-97,046
z-statistics in parentheses
*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1
Nguồn: Nhóm nghiên cứu
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 42
5. Kết luận
Độ phân mảnh vốn tự có của thị trường là chỉ số có vai trò quan trọng giúp các nhà quản lý xây
dựng các chính sách phù hợp để hội nhập. Khi nền kinh tế đang bước vào thời kỳ tăng trưởng, việc
giảm thiểu mức độ phân mảnh vốn là vô cùng cần thiết để quốc gia/ngành tiến hành hội nhập, trao
đổi với khu vực, hay thế giới nhanh hơn. Tuy nhiên, trong giai đoạn nền kinh tế suy thoái, quốc
gia/ngành có độ phân mảnh vốn thấp sẽ bị ảnh hưởng và chịu nhiều thiệt hại hơn là các quốc
gia/ngành có độ phân mảnh vốn cao. Vì thế, giải pháp đưa ra như sau. Thứ nhất, các doanh nghiệp
nên thực hiện các chính sách gia tăng vốn chủ sở hữu và tổng tài sản cho doanh nghiệp của mình
nhằm mục tiêu giảm thiểu phân mảnh vốn, để có cơ hội hội nhập nhanh hơn trong thời kỳ nền kinh
tế tăng trưởng. Thứ hai, Chính phủ cần có các chủ trương khuyến khích doanh nghiệp sử dụng vốn
đi vay trong thời Covid-19. Thứ ba, ngành Ngân hàng nên có các chính sách làm giảm bớt độ phân
mảnh vốn sau thời kỳ hậu Covid-19.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Baele, L. (2005), “Volatility Spillover Effects in European Equity Markets”, Journal of
Financial and Quantitative Analysis, No. 40, pp. 373 – 401.
Bekaert, G., Ehrmann, M., Fratzscher, M., & Mehl, A. (2014), “The global crisis and equity
market contagion”, The Journal of Finance, Vol. 69 No. 6, pp. 2597 – 2649.
Bekaert, G. & Harvey, C.R. (1995), “Time-varying World Market Integration”, Journal of
Finance, No. 50, pp. 403 – 444.
Bekaert, G., Harvey, C.R., Lundblad, C.T., & Siegel, S. (2011), “What segments equity
markets?”, The Review of Financial Studies, Vol. 24 No. 12, pp. 3841 - 3890.
Bekaert, G., Hodrick, R.J. & Zhang, X. (2009), “International Stock Comovements”, Journal of
Finance, No. 64, pp. 2591 – 2626.
Carrieri, F., Errunza, V. & Hogan, K. (2009), “Characterizing World Market Integration
Through Time”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, No. 42, pp. 915 – 940.
Edmans, A., Goldstein, I. & Jiang, W. (2010), “Takeover Activity and Target Valuations:
Feedback Loops in Financial Markets”, Social Science Research Network”, Working Paper.
Eiling, E. & Gerard, B. (2011), “Dispersion, Equity Returns Correlations, and Market
Integration”, Social Science Research Network, Working Paper.
Eun, C. & Lee, J. (2010), “Mean-variance Convergence Around the World”, Journal of Banking
and Finance, No. 34, pp. 856 – 70.
Fang, H. & Loo, J.C. (2002), “Pricing of American Depositary Receipts under Market
Segmentation”, Global Finance Journal, Vol. 13 No. 2, pp. 237 – 252.
Domowitz, I., Glen, J. & Madhavan, A. (1997), “Market segmentation and stock prices:
Evidence from an emerging market”, The Journal of Finance, Vol. 52 No. 3, pp. 1059 - 1085.
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 43
Kalemli‐Ozcan, S., Papaioannou, E. & Peydro, J.L. (2013), “Financial regulation, financial
globalization, and the synchronization of economic activity”, The Journal of Finance, Vol. 68 No.
3, pp. 1179 – 1228.
Karolyi, G.A. & Stulz, R. (2003), “Are Financial Assets Priced Locally or Globally?”, Handbook
of the Economics of Finance, pp. 975 – 1020.
Umutlu, M. & Bengitöz, P. (2020), “The cross-section of industry equity returns and global
tactical asset allocation across regions and industries”, International Review of Financial Analysis,
Vol. 72.
Mei, J., Scheinkman, J.A. & Xiong, W. (2009), “Speculative Trading and Stock Prices: Evidence
from Chinese AB Share Premia”, Annals of Economics and Finance, No. 10, pp. 225 – 255.
King, M.R. & Segal, D. “Market segmentation and equity valuation: Comparing Canada and the
United States”, Journal of International Financial Markets, Institutions & Money.
Pukthuanthong, K. & Roll, R. (2009), “Global Market Integration: An Alternative Measure and
Its Application”, Journal of Financial Economics, No. 94, pp. 214 – 232.
Mu, Q. & Lee, K. (2005), “Knowledge diffusion, market segmentation and technological catch-
up: The case of the telecommunication industry in China”, Research Policy, No. 34, pp. 759 – 783.
FTU Working Paper Series, Vol. 1 No. 3 (06/2021) | 44
14 trang
15100
Free
Bạn đang xem tài liệu "Độ phân mảnh của thị trường vốn tự có và các nhân tố ảnh hưởng: Nghiên cứu thực nghiệm tại một số quốc gia đang phát triển tại châu Á", để tải tài liệu gốc về máy hãy click vào nút Download ở trên
File đính kèm:
- do_phan_manh_cua_thi_truong_von_tu_co_va_cac_nhan_to_anh_huo.pdf
