Hiệu ứng đảo ngược là gì ? Hiệu ứng momemtum trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Hiệu ứng đảo ngược là gì ? Hiệu ứng momentum là gì?

Hiệu ứng đảo ngược là gì ? Hiệu ứng momentum là gì?

Hiệu ứng đảo ngược là gì ?

Hiệu ứng đảo ngược (reversal effect) là hiện tượng các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi thấp hơn (cao hơn) trong quá khứ có xu hướng mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn (thấp hơn) trong thời gian sau đó (De Bondt & Thaler, 1985, 1987; Jegadeesh, 1990; Lehmann, 1990).

Hiệu ứng momentum là gì?

Hiệu ứng momentum (momentum effect) là hiện tượng các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao hơn (thấp hơn) trong quá khứ có xu hướng tiếp tục cao hơn (thấp hơn) trong thời gian sau đó (Jegadeesh & Titman, 1993).
Hiệu ứng momentum trên thị trường là kết quả của phản ứng chậm của nhà đầu tư. Phản ứng này diễn ra trong ngắn hạn và trung hạn, về dài hạn dẫn đến phản ứng thái quá gây ra hiệu ứng reversal.

Những người này phản ứng khiến giá cổ phiếu dần điều chỉnh tạo nên momentum, nhưng quá trình điều chỉnh không đủ mạnh để giá vượt quá giá trị hợp lý. Do đó, phản ứng ban đầu này là phản ứng chậm. Biến động của giá thu hút chủ thể thứ hai tham gia vào thị trường, thúc đẩy thêm hiệu ứng momentum. Giao dịch ngày càng nhiều của lớp những nhà đầu tư theo xu hướng đến một lúc nào đó khiến giá thị trường vượt quá giá trị hợp lý, phản ứng của họ khi đó là phản ứng thái quá, dẫn đến reversal.

Momentum xuất phát từ tâm lý bảo thủ của nhà đầu tư. Có nghĩa là nhà đầu tư có tâm lý duy trì những quan điểm trước đây, coi trọng những nhìn nhận trong quá khứ, đánh giá thấp những thông tin mới dẫn tới thiếu đi những điều chỉnh hành vi. Nhà đầu tư khó thay đổi hoặc thay đổi rất ít quan điểm đầu tư và khi những điều chỉnh về hành vi xảy ra không đủ thì dẫn tới phản ứng chậm.

Sự tồn tại của hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn được chứng minh rộng rãi trên thị trường chứng khoán Mỹ, các nước Châu Âu, một số nước Châu Á và tồn tại trên mẫu dữ liệu tổng hợp chung cho cả khu vực hoặc toàn cầu. Tuy nhiên, một số nghiên cứu khác đã cho thấy điều ngược lại, điển hình là trường hợp của thị trường chứng khoán Nhật Bản, hầu hết các nghiên cứu trên thị trường này đều thất bại trong việc chứng minh sự tồn tại của hiệu ứng momentum.

NGHIÊN CỨU 

“Hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn – Nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán Việt Nam”

Giới thiệu

Hiệu ứng đảo ngược (reversal effect) là hiện tượng các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi thấp hơn (cao hơn) trong quá khứ có xu hướng mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn (thấp hơn) trong thời gian sau đó (De Bondt & Thaler, 1985, 1987; Jegadeesh, 1990; Lehmann, 1990). Ngược lại, hiệu ứng momentum1 (momentum effect) là hiện tượng các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao hơn (thấp hơn) trong quá khứ có xu hướng tiếp tục cao hơn (thấp hơn) trong thời gian sau đó (Jegadeesh & Titman, 1993). Sự tồn tại của hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn được chứng minh rộng rãi trên thị trường chứng khoán Mỹ, các nước Châu Âu, một số nước Châu Á và tồn tại trên mẫu dữ liệu tổng hợp chung cho cả khu vực hoặc toàn cầu. Tuy nhiên, một số nghiên cứu khác đã cho thấy điều ngược lại, điển hình là trường hợp của thị trường chứng khoán Nhật Bản, hầu hết các nghiên cứu trên thị trường này đều thất bại trong việc chứng minh sự tồn tại của hiệu ứng momentum. Nghiên cứu sâu hơn, một số tác giả đã kết luận sự tồn tại của hiệu ứng momentum có sự khác biệt giữa thị trường chứng khoán đang phát triển và thị trường chứng khoán phát triển, cũng như giữa mẫu dữ liệu hoặc phương pháp thiết kế danh mục khác nhau. Mặt khác, cho đến nay, các nghiên cứu về hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam có số lượng còn mỏng, nội dung chưa phong phú và sử dụng dữ liệu chưa cập nhật. Do đó, tác giả đã lựa chọn chủ đề nghiên cứu là “Hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn – Nghiên cứu thực nghiệm trên thị trường chứng khoán Việt Nam” nhằm làm rõ các kết quả trái chiều của các nghiên cứu trước. Đồng thời, nghiên cứu cũng đánh giá hiệu quả lợi nhuận của các chiến lược đầu tư theo các hiệu ứng này trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu có mối quan hệ với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong quá khứ?

Khung phân tích

Fama (1970) đưa ra giả thuyết thị trường hiệu quả (Efficient Market Hypothesis). Trong đó, với thị trường hiệu quả dạng yếu (weak form), giá chứng khoán phản ánh đầy đủ mọi thông tin dữ liệu lịch sử, do đó nhà đầu tư sẽ không tìm kiếm được lợi nhuận dựa trên cơ sở các thông tin này. Tuy nhiên, Jegadeesh (1990) và Lehmann (1990) chỉ ra chiến lược đầu tư theo hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Mỹ, bằng cách đồng thời nắm giữ các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi thấp nhất và bán khống các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao nhất trong một tuần hoặc một tháng liền trước, có thể mang lại lợi nhuận trong khoảng thời gian nắm giữ vị thế một tuần hoặc một tháng kế tiếp.

Ngược lại, Jegadeesh & Titman (1993) cho thấy các chiến lược đầu tư theo hiệu ứng momentum bằng cách đồng thời nắm giữ các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích cao nhất và bán khống các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích thấp nhất trong cùng khung thời gian tham chiếu từ 3 đến 12 tháng liền trước thì thu được lợi nhuận khoảng 1% mỗi tháng trong năm tiếp theo.

Tương tự, rất nhiều nghiên cứu sau đó trên thị trường chứng khoán Mỹ đã tiếp tục xem xét hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn và hiệu ứng momentum với dữ liệu liên tục được cập nhật và đều khẳng định sự tồn tại rõ rệt của hai hiệu ứng này (Alhenawi, 2015; Avramov & Hore, 2017; Bali & cộng sự, 2011; Bali & cộng sự, 2016; Bhootra & Hur, 2013; Chen & cộng sự, 2010; Chordia & cộng sự, 2014; Fama & French, 1996; George & Hwang, 2004; Jegadeesh & Titman, 2001, 2011; Lee & Ogden, 2015; Min & Kim, 2016; Moskowitz & Grinblatt, 1999; Nartea & cộng sự, 2017; Novy-Marx, 2012; Subrahmanyam, 2005; Yao, 2012; Zhu & Yung, 2016). Không chỉ trên thị trường chứng khoán Mỹ, Rouwenhorst (1998) chứng minh hiệu ứng momentum tồn tại trên 12 thị trường chứng khoán Châu Âu và nhận định hiệu ứng momentum có thể là hiện tượng mang tính toàn cầu. Nhận định này được Griffin & cộng sự (2003) khẳng định khi cho thấy chiến lược đầu tư theo hiệu ứng momentum hầu hết đều có tỷ suất sinh lợi dương trong cả trường hợp xem xét theo phạm vi từng quốc gia cũng như phạm vi từng khu vực, châu lục và toàn cầu. Các nghiên cứu sau đó đều có kết quả đồng nhất (Chui & cộng sự, 2010; Fama & French, 2012; Hong & cộng sự, 2003). Như vậy, các nghiên cứu trên đều cho thấy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu có mối quan hệ với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong quá khứ và các chiến lược đầu tư dựa trên cơ sở tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trong quá khứ có thể thu được lợi nhuận.

Bảng 1: Định nghĩa biến và nguồn dữ liệu

Đo lường yếu tố momentum
Đo lường yếu tố momentum

Tuy nhiên, các nghiên cứu về sự tồn tại của hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn trên thị trường chứng khoán các quốc gia Châu Á hay đang phát triển lại cho thấy các kết quả không đồng nhất. Trên thị trường chứng khoán Nhật Bản, các nghiên cứu đều có kết quả đồng nhất cho thấy sự thất bại của chiến lược momentum và sự tồn tại rõ rệt của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn (Chui & cộng sự, 2000; Iihara & cộng sự, 2004; Liu & Lee, 2001; Teplova & Mikova, 2015). Trong đó, Teplova & Mikova (2015) còn kết luận sự tồn tại của hiệu ứng momentum còn phụ thuộc vào phương pháp xây dựng danh mục (bao gồm hai nội dung chính là phương pháp đo lường yếu tố momentum và phương pháp thiết kế danh mục), mẫu dữ liệu các cổ phiếu, trạng thái nền kinh tế (khủng hoảng và ngoài khủng hoảng) và biến động thị trường trong quá khứ. Tương tự, kết quả của các nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Đài Loan cũng cho thấy không tồn tại hiệu ứng momentum (Hao & cộng sự, 2016; Lin & cộng sự, 2016).

Bên cạnh đó, kết quả các nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Trung Quốc là không đồng nhất, một số nghiên cứu chứng minh sự tồn tại hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn (Kang & cộng sự, 2002; Nartea & cộng sự, 2017) và hiệu ứng momentum (Kang & cộng sự, 2002; Naughton & cộng sự, 2008). Ngược lại, kết quả một số nghiên cứu khác lại cho thấy không tồn tại hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn (Naughton & cộng sự, 2008; Wang, 2004) và hiệu ứng momentum (Chen & cộng sự, 2010; Nartea & cộng sự, 2017; Wang, 2004) trên thị trường chứng khoán Trung Quốc. Xem xét với mẫu dữ liệu khu vực Châu Á (không bao gồm Nhật Bản), Chui & cộng sự (2000) chứng minh sự tồn tại rõ rệt của hiệu ứng momentum. Như vậy, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán các quốc gia Châu Á hoặc đang phát triển là không rõ ràng, các kết quả còn có sự trái chiều và phụ thuộc mẫu dữ liệu, phương pháp xây dựng danh mục.

Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu này được thu thập từ website Vietstock (finance.vietstock.vn). Dữ liệu theo tần suất ngày, bao gồm giá đóng cửa điều chỉnh của các cổ phiếu (không bao gồm chứng chỉ quỹ đầu tư) niêm yết và giao dịch liên tục trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) trong giai đoạn từ ngày 30 tháng 12 năm 2011 đến ngày 31 tháng 12 năm 2017 để xây dựng các biến trong giai đoạn nghiên cứu từ tháng 01 năm 2013 đến tháng 12 năm 2017 (60 tháng). Tương tự các nghiên cứu trước, tại đầu tháng t, tác giả tính toán các biến đo lường yếu tố đảo ngược ngắn hạn; yếu tố momentum ngắn hạn; yếu tố momentum trung hạn theo Bảng 1 (Chaves, 2016; Novy-Marx, 2012). Bên cạnh đó, tác giả cũng xem xét trường hợp loại bỏ tác động của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn đối với hiệu ứng momentum bằng cách loại trừ tỷ suất sinh lợi một tháng liền trước tháng t trong khung thời gian tham chiếu tính toán yếu tố momentum.

Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp phân tích danh mục

Bảng 2: Thống kê mô tả

Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất
R 14700 0.0221 0.1251 -0.6522 2.7101
REV 14700 0.0236 0.1261 -0.6522 2.7101
MOM0206 14700 0.1138 0.3171 -0.9252 5.5914
MOM0106 14700 0.1397 0.3583 -0.9316 6.1072
MOM0212 14700 0.2539 0.5602 -0.9297 9.7143
MOM0112 14700 0.2849 0.6058 -0.9147 12.0804
MOM0712 14700 0.1246 0.3508 -0.9316 4.7011

Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2013-12/2017. Biến R là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tháng t. Yếu tố đảo ngược ngắn hạn: REV là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tháng t-1. Yếu tố momentum ngắn hạn: MOM0206 là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lũy tích từ tháng t-6 đến t-2, MOM0106 là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lũy tích từ tháng t-6 đến t-1. Yếu tố momentum trung hạn: MOM0212 là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lũy tích từ tháng t-12 đến t-2, MOM0112 là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lũy tích từ tháng t-12 đến t-1, MOM0712 là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lũy tích từ tháng t-12 đến t-7.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Trong nghiên cứu này, phương pháp phân tích danh mục được tác giả xây dựng dựa trên các chiến lược đầu tư tương tự Jegadeesh & Titman (1993) và Fama & French (1996). Tại đầu mỗi tháng t, với mỗi biến, tác giả sắp xếp các cổ phiếu theo thứ tự giá trị tăng dần và phân chia vào các danh mục để tính tỷ suất sinh lợi bình quân cho thời gian nắm giữ một tháng. Cụ thể, tác giả sẽ xem xét hai phương pháp phân chia danh mục khác nhau là phân chia theo cấu trúc 3-4-3 (số lượng cổ phiếu trong các danh mục lần lượt bằng 30%-40%-30% tổng số lượng cổ phiếu) (Chui & cộng sự, 2000; Hao & cộng sự, 2016) và phân chia theo cấu trúc ngũ phân vị (số lượng cổ phiếu trong các danh mục bằng nhau và bằng 20% tổng số lượng cổ phiếu) (Chaves, 2016; Chen & cộng sự, 2010; Iihara & cộng sự, 2004; Kang & cộng sự, 2002; Lin & cộng sự, 2016; Nartea & cộng sự, 2017; Naughton & cộng sự, 2008; Schiereck & cộng sự, 1999).

Khi xem xét hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, danh mục các cổ phiếu có giá trị biến REV thấp nhất được gọi là danh mục Winner, danh mục các cổ phiếu có giá trị biến REV cao nhất là danh mục Loser. Và ngược lại khi xem xét hiệu ứng momentum với giá trị các biến đo lường yếu tố momentum. Giả sử hoạt động bán khống được chấp thuận trên thị trường, chiến lược đồng thời nắm giữ danh mục Winner và bán khống danh mục Loser được gọi là chiến lược WML (Winner Minus Loser). Tác giả thu được chuỗi tỷ suất sinh lợi hàng tháng của các chiến lược WML và thực hiện kiểm định T-test để xem xét sự tồn tại hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Bảng 3: Ma trận hệ số tương quan

 

R REV MOM0206 MOM0106 MOM0212 MOM0112 MOM0712

R 1        
REV 0.0084 1    
MOM0206 0.0023 -0.0107 1  
MOM0106 0.0012 0.4043 0.8957 1
MOM0212 0.0228 0.0201 0.658 0.5995 1    
MOM0112 0.0249 0.2927 0.6155 0.6921 0.9451 1  
MOM0712 0.0305 0.0429 0.0118 0.0258 0.7077 0.6774 1

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Bảng 4: Kết quả phân tích danh mục được phân chia theo cấu trúc 3-4-3

Danh mục 1 (Winer) 2 3 (Loser) 1-3 (WML) Số quan sát
REV 0.0205 0.0216 0.0242 -0.0037 60
  (3.86) (4.13) (4.14) (-1.01)  
Danh mục 1 (Loser) 2 3 (Winer) 3-1 (WML) Số quan sát
MOM0206 0.0163 0.0208 0.0294 0.0131*** 60
  (2.87) (4.11) (4.85) (2.68)  
MOM0106 0.0151 0.0226 0.0283 0.0132*** 60
  (2.6) (4.52) (4.66) (2.71)  
MOM0212 0.0184 0.0207 0.0275 0.0092 60
  (2.59) (4.34) (5.14) (1.54)  
MOM0112 0.0194 0.0206 0.0267 0.0073 60
  (2.77) (4.42) (4.76) (1.27)  
MOM0712 0.0197 0.0223 0.0241 0.0044 60
  (2.72) (4.66) (5.07) (0.83)  

Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2013-12/2017. Theo từng biến, các cổ phiếu được sắp xếp theo giá trị từ thấp đến cao và phân chia vào 3 danh mục: danh mục 1 bao gồm 30% số lượng cổ phiếu có giá trị thấp nhất, danh mục 2 bao gồm 40% số lượng cổ phiếu có giá trị cao hơn kế tiếp và danh mục 3 bao gồm 30% số lượng cổ phiếu có giá trị cao nhất. *, ** và *** hàm ý kết quả có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Nguồn: Tính toán của tác giả.

Phương pháp hồi quy dữ liệu chéo Fama- Macbeth

Phương pháp hồi quy Fama-Macbeth được giới thiệu bởi Fama & MacBeth (1973), và là phương pháp được sử phổ biến cho đến hiện nay. Theo phương pháp này, tại thời điểm mỗi tháng t, tác giả thực hiện hồi quy dữ liệu chéo với biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tháng t và các biến độc lập là các biến đo lường yếu tố đảo ngược ngắn hạn, yếu tố momentum. Tương ứng với từng mô hình hồi quy, mỗi tháng t, tác giả thu thập được các hệ số ước lượng của các biến. Cuối cùng, tác giả sử dụng T-test để kiểm định sự khác biệt của giá trị trung bình chuỗi dữ liệu hệ số ước lượng thu được so với không (zero). Các mô hình hồi quy theo phương pháp Fama-Macbeth bao gồm:

Mô hình hồi quy đơn biến: Ri,t ; Mô hình hồi quy đa biến: Ri,t 

được mô tả ở Bảng 1; β là hệ số ước lượng yếu tố X, tháng t; α là hệ số chặn của mô hình trong tháng t; ε là sai số mô hình hồi quy tháng t.

Kết quả và thảo luận kết quả

Bảng 2 trình bày kết quả thống kê mô tả các biến trong nghiên cứu. Kết quả cho thấy các biến tỷ suất sinh lợi hàng tháng, biến đo lường yếu tố đảo ngược ngắn hạn, biến đo lường yếu tố momentum đều có giá trị bình quân dương, các biến có khung thời gian tham chiếu tương đồng thì có tỷ suất sinh lợi tương đồng nhau. Bảng 3 trình bày ma trận các hệ số tương quan giữa các biến trong nghiên cứu. Kết quả cho thấy mối quan hệ chặt chẽ giữa các biến đo lường yếu tố momentum ngắn hạn (MOM020, MOM0106), giữa các biến đo lường yếu tố momentum trung hạn (MOM0212, MOM0112, MOM0712) với các hệ số

tương quan đều có dấu dương và biến động từ 0,67 đến 0,94. Bên cạnh đó, ngoại trừ biến MOM0712,

các biến còn lại đo lường yếu tố momentum trung lập trong mô hình có mối quan hệ chặt chẽ với nhau

Bảng 5: Kết quả phân tích danh mục được phân chia theo cấu trúc ngũ phân vị

Danh mục 1 (Winer) 2 3 4 5 (Loser) 1-5 (WML) Số quan sát
REV 0.0202 0.0203 0.0214 0.0236 0.0248 -0.0046 60
  (3.45) (3.99) (3.91) (4.2) (3.93) (-1.04)  
Danh mục 1 (Loser) 2 3 4 5 (Winer) 5-1 (WML) Số quan sát
MOM0206 0.0168 0.0151 0.0219 0.028 0.0285 0.0117** 60
  (2.63) (3.17) (4.05) (5.01) (4.45) (2.17)  
MOM0106 0.0175 0.0135 0.0238 0.027 0.0284 0.0108* 60
  (2.72) (2.76) (4.91) (4.6) (4.31) (1.86)  
MOM0212 0.0174 0.017 0.023 0.0244 0.0284 0.0111 60
  (2.25) (3) (4.68) (4.53) (5.09) (1.61)  
MOM0112 0.0168 0.0196 0.0197 0.0259 0.0281 0.0113 60
  (2.18) (3.65) (4.21) (5.1) (4.61) (1.65)  
MOM0712 0.0181 0.0196 0.0234 0.0234 0.0258 0.0077 60
  (2.23) (3.55) (4.64) (4.93) (5.02) (1.19)  

Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2013-12/2017. Theo từng biến, các cổ phiếu được sắp xếp theo giá trị từ thấp đến cao và phân chia các cổ phiếu vào các 5 danh mục với số lượng đều bằng 20% tổng số lượng cổ phiếu trong mẫu (từ danh mục 1 đến danh mục 5). *, ** và *** hàm ý kết quả có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%. thì mô hình hồi quy có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Do đó, để đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu, tác giả xem xét riêng lẻ các biến có mối quan hệ chặt chẽ ở các mô hình hồi quy khác nhau. Ngoài ra, các hệ số tương quan còn lại đều có giá trị nhỏ hơn 0,5 nên tác giả loại bỏ khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hồi quy do mối quan hệ giữa các biến này.

Bảng 4 trình bày kết quả phân tích danh mục theo cấu trúc phân chia 3-4-3. Kết quả cho thấy chiến lược WML theo biến REV có tỷ suất sinh lợi âm và kết quả kiểm định không có ý nghĩa thống kê. Theo đó, kết quả phân tích danh mục không cho thấy sự tồn tại hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này trái ngược với kết quả các nghiên cứu trước (Chordia & cộng sự, 2014; Iihara & cộng sự, 2004; Kang & cộng sự, 2002; Liu & Lee, 2001; Subrahmanyam, 2005; Zhu & Yung, 2016). Phân tích danh mục theo các biến đo lường yếu tố momentum, kết quả cho thấy các danh mục đều có tỷ suất sinh lợi dương và tăng dần từ danh mục 1 đến danh mục 3, hàm ý danh mục các cổ phiếu có momentum lớn hơn thì có tỷ suất sinh lợi lớn hơn. Bên cạnh đó, chiến lược WML theo các biến MOM0206, MOM0106 lần lượt có tỷ suất sinh lợi dương là 1,31%, 1,32% và các kết quả kiểm định đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%.

Kết quả này cho thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê về sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam, phù hợp với một số nghiên cứu trước (Bhootra & Hur, 2013; George & Hwang, 2004; Jegadeesh & Titman, 1993, 2001, 2011; Kang & cộng sự, 2002; Lee & Ogden, 2015; Min & Kim, 2016; Moskowitz & Grinblatt, 1999; Yao, 2012; Zhu & Yung, 2016) và trái ngược một số nghiên cứu khác (Iihara & cộng sự, 2004; Lin & cộng sự, 2016; Liu & Lee, 2001; Novy-Marx, 2012; Teplova & Mikova, 2015). Chiến lược WML theo các biến MOM0212, MOM0112, MOM0712 đều có tỷ suất sinh lợi dương nhưng các kết quả kiểm định đều không có ý nghĩa thống kê. Do đó, kết quả phân tích danh mục không cung cấp bằng chứng có ý nghĩa thống kê về sự tồn tại của hiệu ứng momentum trung hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này phù hợp với một số nghiên cứu trước (Chen & cộng sự, 2010; Hao & cộng sự, 2016; Iihara & cộng sự, 2004; Liu & Lee, 2001; Teplova & Mikova, 2015) nhưng trái ngược một số nghiên cứu khác (Avramov & Hore, 2017; Bhootra & Hur, 2013; Chordia & cộng sự, 2014; Jegadeesh

Xem xét yếu tố momentum ngắn hạn, kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% và có mức giải thích biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từ 2,1% đến 2,5% ở cả phần A và phần B. Kết quả cho thấy hệ số ước lượng biến MOM0206, MOM0106 đều có dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10% trong tất cả các mô hình hồi quy đơn biến. Kết quả này hàm ý các cổ phiếu có giá trị các biến MOM0206, MOM0106 lớn hơn thì có tỷ suất sinh lợi lớn hơn trong một tháng sau đó. Theo đó, kết quả cung cấp bằng chứng có ý nghĩa thống kê về sự tác động của yếu tố momentum ngắn hạn đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, đồng nhất với một số nghiên cứu trước (Alhenawi, 2015; Chaves, 2016) nhưng trái ngược với Novy-Marx (2012).

Xem xét yếu tố momentum trung hạn, hệ số ước lượng biến MOM0212, MOM0112 ở phần A có dấu dương và đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, kết quả kiểm định sự phù hợp của các mô hình này cũng có nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Ngược lại, hệ số ước lượng các biến MOM0212, MOM0112 cũng như kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình ở phần B đều không có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, hệ số ước lượng và kết quả kiểm định sự phù hợp của biến MOM0712 ở cả phần A và phần B cũng đều không có ý nghĩa thống kê. Với các kết quả không đồng nhất như trên, kết quả nghiên cứu không cho thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê mạnh về sự tồn tại hiệu ứng momentum trung hạn. Kết quả này đồng nhất với một số nghiên cứu trước (Chen & cộng sự, 2010; Nartea & cộng sự, 2017) nhưng trái ngược với một số nghiên cứu khác (Alhenawi, 2015; Bali & cộng sự, 2011; Chaves, 2016; Chordia & cộng sự, 2014; Novy-Marx, 2012). Bảng 7 trình bày kết quả hồi quy Fama-Macbeth của mô hình hồi quy đa biến. Nhìn chung, kết quả hồi quy tại Bảng 7 cho thấy sự đồng nhất với kết quả hồi quy đơn biến tại Bảng 6.

Kết quả Nghiên cứu xem xét sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum

Kết luận và hàm ý

Kết luận

Nghiên cứu này xem xét sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ tháng 01 năm 2013 đến tháng 12 năm 2017, bằng cách sử dụng phương pháp phân tích danh mục và phương pháp hồi quy Fama-Macbeth. Trong đó, tác giả đo lường yếu tố momentum với các khung thời gian tham chiếu trong ngắn hạn và trung hạn. Bên cạnh đó, tác giả cũng thiết kế danh mục với các cấu trúc phân chia danh mục khác nhau là cấu trúc 3-4-3 và cấu trúc ngũ phân vị. Ở phương pháp hồi quy Fama- Macbeth, tác giả xem xét kết quả của mô hình hồi quy đơn biến và hồi quy đa biến, cũng như xem xét trường hợp sử dụng sai số chuẩn thông thường và sai số chuẩn Newey & West (1987). Các kết quả cho thấy sự đồng nhất cao giữa phương pháp phân tích danh mục và phương pháp hồi quy Fama-Macbeth, giữa hồi quy Fama-Macbeth đơn biến và hồi quy Fama-Macbeth đa biến, giữa hồi quy Fama-Macbeth truyền thống và Fama-Macbeth sử dụng sai số chuẩn Newey & West (1987). Cụ thể, kết quả cho thấy các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích cao hơn trong 06 tháng gần nhất thì có tỷ suất sinh lợi cao trong tháng kế tiếp đó. Hay nói cách khác, yếu tố momentum ngắn hạn có tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Hơn nữa, kết quả cũng cho thấy chiến lược đồng thời nắm giữ danh mục các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích cao nhất trong 06 tháng gần nhất và bán khống danh mục các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi tích thấp nhất trong 06 tháng gần nhất mang lại lợi nhuận bình quân khoảng 1,3% mỗi tháng với danh mục được xây dựng theo cấu trúc 3-4-3, và mang lại lợi nhuận bình quân khoảng 1,1% mỗi tháng với danh mục được xây dựng theo cấu trúc ngũ phân vị. Đồng thời, các kết quả nêu trên cũng đã cung cấp bằng chứng mạnh mẽ về sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Ngược lại, kết quả nghiên cứu không cung cấp được bằng chứng về sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trung hạn.

Hàm ý

Về mặt học thuật, nghiên cứu của tác giả góp phần làm phong phú thêm kho tàng học thuật về chủ đề hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum ngắn hạn, hiệu ứng momentum trung hạn, cũng như mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi quá khứ của cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Kết quả nghiên cứu ủng hộ và góp phần khẳng định kết quả các nghiên cứu trước về sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn nói chung và trên thị trường chứng khoán Việt Nam nói riêng. Đồng thời, kết quả cũng góp phần cung cấp bằng chứng phản biện kết quả các nghiên cứu trước về sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trung hạn. Hơn nữa, với việc chứng minh sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn, kết quả của nghiên cứu cung cấp bằng chứng phản biện và không ủng hộ giả thuyết thị trường chứng khoán Việt Nam là thị trường chứng khoán hiệu quả dạng yếu.

Đối với nhà đầu tư, kết quả cho thấy chiến lược đồng thời nắm giữa danh mục các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích cao nhất trong 06 tháng gần nhất và bán khống danh mục các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi tích thấp nhất trong 06 tháng gần nhất mang lại lợi nhuận bình quân khoảng 1,3% trong một tháng với danh mục được xây dựng theo cấu trúc 3-4-3, và mang lại lợi nhuận bình quân khoảng 1,1% mỗi tháng với danh mục được xây dựng theo cấu trúc ngũ phân vị. Thông qua bằng chứng của tác giả, các nhà đầu tư có thể xem xét xây dựng chiến lược đầu tư dựa trên cơ sở hiệu ứng momentum ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

HIỆU ỨNG MOMENTUM, HIỆU ỨNG ĐẢO NGƯỢC NGẮN HẠN - NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Võ Xuân Vinh - Trung tâm Pháp Việt đào tạo về quản lý (CFVG) Thành phố Hồ Chí Minh E-mail: vinhvx@ueh.edu.vn
Võ Văn Phong- Viện Nghiên cứu kinh doanh, Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh E-mail: phongvo90.n16@st.ueh.edu.vn
Tóm tắt:
Bài báo này xem xét sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ tháng 01/2013 đến tháng 12/2017, bằng cách sử dụng phương pháp phân tích danh mục và phương pháp hồi quy dữ liệu chéo Fama- MacBeth. Kết quả cho thấy các cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi lũy tích cao hơn trong 06 tháng gần nhất thì có tỷ suất sinh lợi cao hơn trong tháng kế tiếp đó. Kết quả này hàm ý sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Chiến lược đầu tư theo hiệu ứng momentum ngắn hạn mang lại lợi nhuận khoảng 1,1% đến 1,3% mỗi tháng. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại không cung cấp bằng chứng ủng hộ sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn, hiệu ứng momentum trung hạn trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Từ khóa: Hiệu ứng đảo ngược, hiệu ứng momentum, mô hình định giá tài sản.

 

XEM / DOWLOAD TÀI LIỆU PDF ĐẦY ĐỦ: HIỆU ỨNG MOMENTUM, HIỆU ỨNG ĐẢO NGƯỢC NGẮN HẠN – NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Xem thêm:

Hiệu ứng momentum là gì? Lý thuyết tài chính hành vi và tài chính truyền thống – Web Làm Kinh tế | Lamkinhte.com Trang chia sẻ kiến thức Làm Kinh tế

Trả lời

Email của bạn sẽ không được hiển thị công khai. Các trường bắt buộc được đánh dấu *

This site uses cookies. By browsing this website, you agree to our use of cookies. Visit our Privacy Policy

Login  |   Register New

Advertisement

Login  |   Register New

Advertisement