Xem mẫu
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên
thị trường chứng khoán Việt Nam
Võ Xuân Vinh Võ Văn Phong
Viện Nghiên cứu kinh doanh, Viện Nghiên cứu kinh doanh,
Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Trung tâm Pháp Việt đào tạo về quản lý (CFVG)
Thành phố Hồ Chí Minh
Bài báo này xem xét vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên
thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam, giai đoạn từ tháng 01/2012 đến
tháng 12/2017. Trong đó, nghiên cứu sử dụng nhiều phương pháp thiết kế
danh mục và phương pháp kiểm định khác nhau để làm rõ mối quan hệ nêu
trên. Với mẫu toàn bộ các cổ phiếu trên thị trường, kết quả không cung cấp
bằng chứng thống nhất và có ý nghĩa thống kê mạnh về sự tồn tại của hiệu
ứng momentum. Tuy nhiên, khi xem xét hiệu ứng momentum ở các nhóm
quy mô khác nhau, kết quả cho thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê mạnh
về sự tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn, hiệu ứng momentum trung
hạn (11 tháng tham chiếu) ở nhóm quy mô trung bình. Ngược lại, hiệu ứng
momentum hầu như không tồn tại ở hai nhóm quy mô nhỏ nhất và nhóm quy
Interaction of size and momentum effect in Viet Nam stock market
This paper examines the interaction of size and momentum effect in Viet Nam stock market. The sample
period is from January 2012 to December 2017. For shed more light on that, we use different designs of
portfolios and different methods of testing in this paper. In full sample, we find that there are little significant
evidences to support the existence of momentum effect, and our results of momentum effect are inconsistent.
However, we find the strong evidences that both short-term momentum effect (the formation period are 05
months) and intermediate-term momentum effect (the formation period are 11 months) exist in the medium
size group (the third-size group in Quintiles). In meanwhile, we suggest that momentum effect doesn’t exist in
two smallest groups and two largest groups. Interestingly, we also find the significant evidences that the one-
month momentum effect exist in two largest groups.
Keywords: momentum effect, size effect, interaction
Vinh Xuan Vo, Assoc. Prof. PhD.
Email: vinhvx@ueh.edu.vn
Institute of Business Research, University of Economics Ho Chi Minh City and CFVG Ho Chi Minh City, University
of Economics Ho Chi Minh City
Phong Van Vo, MEc.
Email: vvphong@ueh.edu.vn
Institute of Business Research, University of Economics Ho Chi Minh City
Ngày nhận: 17/06/2019 Ngày nhận bản sửa: 08/08/2019 Ngày duyệt đăng: 27/08/2019
© Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
ISSN 1859 - 011X 55 Số 209- Tháng 10. 2019
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
mô lớn nhất. Ngoài ra, ở hai nhóm quy mô lớn nhất, kết quả cho thấy bằng
chứng về sự tồn tại của hiệu ứng momentum với khung thời gian tham chiếu
trong một tháng, trái ngược với hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn.
Từ khóa: hiệu ứng momentum, quy mô, tương tác.
1. Giới thiệu phú và cập nhật hơn cũng đều đồng nhất
cho thấy hiệu ứng momentum thể hiện
Xem xét trên TTCK Mỹ, giai đoạn 1965- mạnh hơn ở nhóm cổ phiếu quy mô nhỏ
1989, Jegadeesh và Titman (1993) được hơn trên TTCK Mỹ (Avramov & Hore,
xem như là nghiên cứu đầu tiên chứng 2017; Fama & French, 2008; Jegadeesh &
minh về sự tồn tại hiệu ứng momentum Titman, 2001; Novy-Marx, 2012). Ngoài
khi cho thấy các cổ phiếu có tỷ suất sinh ra, một số nghiên cứu khác trên TTCK Úc
lợi (TSSL) lũy tích cao hơn trong khung cũng cho kết quả tương tự về mối quan hệ
thời gian từ 03 đến 12 tháng trước thì tiếp giữa hiệu ứng momentum và quy mô cổ
tục có TSSL cao hơn trong khung thời phiếu (Demir và cộng sự, 2004; Marshall
gian tương ứng sau đó. Từ phát hiện này, & Cahan, 2005).
nhiều nghiên cứu khác đã tiếp tục chứng
minh hiệu ứng momentum tồn tại rõ rệt Ngược lại, một số nghiên cứu khác lại cho
trên TTCK Mỹ, cũng như rộng khắp trên thấy hiệu ứng momentum thể hiện mạnh
toàn cầu. Với sự phổ biến của hiệu ứng hơn ở nhóm cổ phiếu quy mô lớn hơn.
momentum, các chủ đề nghiên cứu liên Trên TTCK Úc giai đoạn 1979- 2005,
quan đến hiệu ứng momentum cũng rất Brailsford và O’Brien (2008) xem xét
phong phú và đa dạng. Một trong số các hiệu ứng momentum cho năm nhóm quy
chủ đề đó là mối quan hệ giữa hiệu ứng mô khác nhau bằng cách sử dụng nhiều
momentum và quy mô cổ phiếu. phương pháp nghiên cứu khác nhau. Các
kết quả đều cho thấy hiệu ứng momentum
Một số nghiên cứu cho thấy hiệu ứng chỉ tồn tại ở nhóm 500 cổ phiếu có quy mô
momentum thể hiện mạnh hơn ở nhóm các lớn nhất, hàm ý hiệu ứng momentum thể
cổ phiếu quy mô nhỏ hơn. Rouwenhorst hiện mạnh hơn ở nhóm cổ phiếu quy mô
(1998) cho thấy chiến lược momentum ở lớn hơn. Kết quả nghiên cứu của O’Brien
nhóm quy mô nhỏ nhất có TSSL cao hơn và cộng sự (2010) trên TTCK Úc và một
ở nhóm quy mô lớn nhất, hàm ý hiệu ứng số nghiên cứu khác trên TTCK Mỹ cũng
momentum có xu hướng thể hiện mạnh cho thấy kết quả tương tự về mối quan hệ
hơn ở nhóm cổ phiếu nhỏ hơn trên TTCK giữa hiệu ứng momentum và quy mô cổ
của 12 quốc gia Châu Âu. Hong và cộng phiếu (Alhenawi, 2015; Chaves, 2016).
sự (2000) cho thấy mối quan hệ giữa hiệu Không chỉ vậy, một số nghiên cứu khác
ứng momentum và quy mô cổ phiếu tạo đồ lại cho thấy mối quan hệ giữa hiệu ứng
thị chữ U ngược và chiến lược momentum momentum và quy mô cổ phiếu là không
có TSSL giảm dần từ nhóm quy mô nhỏ tồn tại. Trên TTCK Mỹ, giai đoạn 1927-
thứ ba đến nhóm quy mô lớn nhất trên 2011, Israel và Moskowitz (2013) sử
TTCK Mỹ giai đoạn 1980- 1996. Một số dụng phương pháp phân tích danh mục
nghiên cứu sau đó với mẫu dữ liệu phong hai biến phụ thuộc để xem xét hiệu ứng
56 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
momentum ở năm nhóm quy mô khác Nghiên cứu nhằm cung cấp bằng chứng
nhau. Kết quả cho thấy sự tồn tại của thực nghiệm về mối quan hệ giữa hiệu ứng
hiệu ứng momentum ở cả năm nhóm quy momentum và quy mô cổ phiếu trên TTCK
mô nhưng sự khác biệt TSSL của chiến Việt Nam, cũng như góp phần làm rõ khe
lược momentum giữa nhóm quy mô nhỏ hở lý thuyết về mối quan hệ giữa hiệu ứng
nhất và nhóm quy mô lớn nhất lại không momentum và hiệu ứng quy mô trong kho
có ý nghĩa thống kê. Do đó, tác giả kết tàng học thuật. Đồng thời, nghiên cứu cũng
luận không có mối quan hệ giữa hiệu ứng cung cấp bằng chứng giúp cho các nhà
momentum và quy mô cổ phiếu. Teplova đầu tư hiểu rõ hơn về hiệu ứng momentum
và Mikova (2015) có kết luận tương tự trong quá trình xem xét các chiến lược đầu
trên TTCK Nhật Bản khi cho thấy hiệu tư theo hiệu ứng này.
ứng momentum không tồn tại trên cả mẫu
toàn bộ 1.125 cổ phiếu trên thị trường và Phần nội dung còn lại của bài báo này
mẫu con gồm 580 cổ phiếu quy mô lớn được cấu trúc như sau: Phần 2 trình bày
nhất. dữ liệu và phương pháp nghiên cứu, Phần
3 trình bày kết quả nghiên cứu và nội dung
Một cách tổng quan, các nghiên cứu thảo luận, Phần 4 nêu các kết luận và hàm
trước trong kho tàng học thuật nước ý của bài báo.
ngoài cho thấy mối quan hệ giữa hiệu ứng
momentum và quy mô cổ phiếu vẫn còn 2. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
là vấn đề nghiên cứu có nhiều kết luận
trái chiều, cần được làm rõ. Đồng thời, 2.1. Dữ liệu nghiên cứu
các nghiên cứu trước cũng cho thấy sự
khác biệt trong các kết quả có thể là do Dữ liệu bao gồm giá đóng cửa hàng ngày1
sử dụng các phương pháp thiết kế danh của các cổ phiếu giao dịch trên Sở Giao
mục, phương pháp nghiên cứu và mẫu dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí
nghiên cứu khác nhau (TTCK các quốc Minh (HOSE) trong giai đoạn từ ngày
gia khác nhau, giai đoạn khác nhau). Mặt 31/12/2010 đến ngày 31/12/2017 để xây
khác, trên TTCK Việt Nam, Võ Xuân dựng các biến trong giai đoạn nghiên cứu
Vinh và Võ Văn Phong (2019) đã chứng từ tháng 01/2012 đến tháng 12/2017 (72
minh hiệu ứng momentum tồn tại trong tháng). Trong đó, danh sách cổ phiếu năm
khung thời gian tham chiếu ngắn hạn y được cập nhật các cổ phiếu niêm yết
nhưng không tồn tại hiệu ứng với khung mới trong năm y-1 và không bao gồm các
thời gian tham chiếu trung hạn. Tuy nhiên, cổ phiếu hủy niêm yết trong giai đoạn thu
nghiên cứu này mới chỉ xem xét hiệu ứng thập dữ liệu. Tác giả đo lường TSSL cổ
momentum ở khía cạnh tổng thể thị trường phiếu i tháng t theo công thức: Ri,t = (Pt/
mà không xem xét sự khác biệt của hiệu Pt-1) - 1 với Pt, Pt-1 là giá đóng cửa điều
ứng momentum ở các nhóm quy mô khác chỉnh tháng t và tháng t-1.
nhau.
Tương tự các nghiên cứu trước, momen-
Với khe hở nghiên cứu nêu trên, tác giả đã tum của cổ phiếu i tại thời điểm t với
lựa chọn chủ đề “Vai trò của quy mô đối khung thời gian tham chiếu J tháng (J = n -
với hiệu ứng momentum trên TTCK Việt
Nam” để thực hiện trong nghiên cứu này. Dữ liệu được thu thập từ website Vietstock: https://
1
finance.vietstock.vn/ket-qua-giao-dich
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 57
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
m + 1) từ tháng t - n đến tháng t - m được trúc phân chia ngũ phân vị3, khung thời
đo lường bằng lũy tích TSSL cổ phiếu i từ gian đầu tư 01 tháng tương tự Võ Xuân
tháng t - m đến tháng t - n, công thức như Vinh và Võ Văn Phong (2019) nhưng có
sau: điểm khác biệt khi xem xét với tỷ trọng cổ
phiếu trong danh mục trong cả hai trường
MOMmni,t = (1 + Ri,t-j) − 1 hợp: tỷ trọng bằng nhau (equal weight)
và tỷ trọng theo giá trị vốn hóa thị trường
Trong đó, MOMnmi,t là momentum của cổ (value weight).
phiếu i tại thời điểm t với khung thời gian
tham chiếu từ tháng t - n đến tháng t - m; Phương pháp phân tích danh mục đơn
Ri,t-j là TSSL cổ phiếu i tại tháng t - j. biến: Là phương pháp phân tích TSSL
chiến lược đầu tư vào các danh mục được
Theo đó, các biến momentum được xem thiết kế với một biến cơ sở. Xem xét hiệu
xét trong nghiên cứu này với các khung ứng momentum, tại thời điểm đầu mỗi
thời gian tham chiếu khác nhau bao gồm: tháng t, các cổ phiếu được sắp xếp theo
biến momentum ngắn hạn (MOM0206) giá trị của biến momentum từ thấp đến cao
và biến momentum 06 tháng trung hạn và phân chia các cổ phiếu vào các danh
(MOM0712) và biến momentum 11 tháng mục theo cấu trúc ngũ phân vị. Danh mục
trung hạn (MOM0212). Ngoài ra, tác giả các cổ phiếu có momentum cao nhất được
cũng xem xét biến đảo được ngắn hạn2 gọi là danh mục Winner, ngược lại danh
(REV) tháng t được đo lường bởi TSSL mục các cổ phiếu có momentum thấp nhất
cổ phiếu tháng liền trước; biến quy mô được gọi là danh mục Loser. Với tỷ trọng
(LnSIZE) tháng t được đo lường bởi các cổ phiếu trong danh mục xác định,
logarit tự nhiên của giá trị vốn hóa thị chiến lược giao dịch mà đồng thời nắm
trường của cổ phiếu tại cuối tháng liền giữ vị thế mua đối với danh mục Winner
trước. và nắm giữ vị thế bán đối với danh mục
Loser tại thời điểm đầu tháng t được gọi là
2.2. Phương pháp nghiên cứu chiến lược WML (Winner Minus Loser)
tháng t. Xem xét trong giai đoạn nghiên
2.2.1. Phương pháp phân tích danh mục cứu, sự tồn tại của hiệu ứng momentum
được chứng minh khi TSSL chiến lược
Phương pháp phân tích danh mục là WML có giá trị bình quân dương và kết
phương pháp đánh giá TSSL chiến lược quả kiểm định sự khác biệt so với 0 có
đầu tư vào các danh mục được xây dựng ý nghĩa thống kê. Tương tự hiệu ứng
theo phương pháp thiết kế xác định. Mỗi momentum, tác giả cũng sử dụng phương
phương pháp thiết kế chiến lược đều gồm pháp phân tích danh mục đơn biến để xem
các nội dung cơ bản: Biến cơ sở, cấu trúc xét sự tồn tại của hiệu ứng đảo ngược
phân chia danh mục, tỷ trọng các cổ phiếu ngắn hạn, hiệu ứng quy mô4 trên TTCK
trong danh mục, khung thời gian đầu tư. Việt Nam.
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng cấu 3
Các cổ phiếu được phân chia vào các danh mục với
số lượng cổ phiếu bằng nhau và bằng 20% tổng số
2
Jegadeesh (1990) đã chứng minh sự tồn tại của hiệu
lượng cổ phiếu.
ứng đảo ngược ngắn hạn khi cho thấy các cổ phiếu có
TSSL cao hơn (thấp hơn) trong một tháng liền trước thì 4
Theo Banz (1981), hiệu ứng quy mô là hiện tượng cổ
có TSSL thấp hơn (cao hơn) trong tháng kế tiếp, trái phiếu có quy mô lớn hơn (nhỏ hơn) thì có TSSL thấp
ngược với hiệu ứng momentum. hơn (cao hơn).
58 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
Phương pháp phân tích danh mục hai Mô hình hồi quy đơn biến: Ri,t = αt + βX, t
biến: Là phương pháp phân tích TSSL × Xi, t + εt
chiến lược đầu tư vào các danh mục được
thiết kế với hai biến, một biến kiểm soát Mô hình hồi quy hai biến: Ri,t = αt + βSIZE, t
và một biến cơ sở. Nghiên cứu này sử × LnSIZEi, t + βX,t × Xi,t + εt
dụng biến kiểm soát là biến quy mô và
biến cơ sở là biến momentum để xem xét Trong đó, biến phụ thuộc Ri,t là TSSL cổ
tác động của biến quy mô đến hiệu ứng phiếu i, tháng t; Xi,t là các biến độc lập
momentum. Tại thời điểm đầu mỗi tháng gồm biến đảo ngược ngắn hạn và các biến
t, các cổ phiếu được sắp xếp theo quy mô momentum của cổ phiếu i, tháng t; biến
từ nhỏ đến lớn và phân chia các cổ phiếu LnSIZEi,t là quy mô của cổ phiếu i, tháng t.
vào các danh mục quy mô theo cấu trúc
ngũ phân vị. Với mỗi danh mục quy mô, 3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
tác giả xây dựng chiến lược WML tương
tự phương pháp xây dựng danh mục đơn Bảng 1 trình bày kết quả thống kê mô tả
biến. các biến trong mẫu nghiên cứu. Kết quả
cho thấy biến Rm và biến REV đều xem
2.2.2. Phương pháp hồi quy dữ liệu chéo xét TSSL trong khung thời gian 01 tháng
Fama-Macbeth và có giá trị bình quân xấp xỉ nhau ở mức
2,1%. Bên cạnh đó, biến MOM0206,
Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy dữ MOM0712 cho thấy TSSL lũy tích trong
liệu chéo được giới thiệu bởi Fama và khung thời gian tham chiếu có giá trị bình
MacBeth (1973) Eugene cho mẫu dữ liệu quân lần lượt là 10,13% và 9,44%. Với
tổng thể (full sample) và các nhóm quy biến MOM02012, kết quả cho thấy TSSL
mô khác nhau (size-subsample) để đánh lũy tích trong khung thời gian tham chiếu
giá sự khác biệt của mối quan hệ giữa yếu 11 tháng là 20,74%. Và cuối cùng, kết quả
tố momentum và TSSL cổ phiếu trong thống kê mô tả cũng cho thấy giá trị bình
các mẫu nghiên cứu. Các mô hình hồi quy quân biến quy mô tính theo logarit ở mức
trong nghiên cứu gồm: 6,38. Bảng 2 trình bày ma trận hệ số tương
quan giữa các biến trong nghiên cứu. Kết
Bảng 1. Thống kê mô tả
Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất
Rm 18480 0.0217 0.127 -0.6521 2.7096
REV 18480 0.0211 0.1279 -0.6521 2.7096
MOM0206 18480 0.1013 0.3233 -0.9252 5.5901
MOM0712 18480 0.0944 0.3503 -0.9315 4.7006
MOM0212 18480 0.2074 0.5503 -0.9297 9.7112
LnSIZE 18480 6.3802 1.6013 2.5649 12.5097
Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2012-12/2017. Rm là TSSL cổ phiếu tần suất tháng, REV là biến đảo
ngược ngắn hạn, MOM0206 là biến momentum ngắn hạn, MOM0212 là biến momentum 11 tháng trung hạn,
MOM0712 là biến momentum 06 tháng trung hạn, LnSIZE là biến quy mô (tính theo logarit tự nhiên)
Nguồn: Tính toán của tác giả
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 59
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Bảng 2. Ma trận hệ số tương quan
Rm REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE
Rm 1
REV 0.0149 1
MOM0206 -0.0309 -0.0209 1
MOM0712 0.0204 0.0326 0.0197 1
MOM0212 -0.0001 0.012 0.6554 0.7156 1
LnSIZE -0.0384 0.0313 0.0739 0.1086 0.1223 1
Nguồn: Tính toán của tác giả
quả cho thấy mối quan hệ chặt chẽ giữa giả loại bỏ khả năng xảy ra hiện tượng đa
02 biến MOM0206, MOM0712 và biến cộng tuyến do mối quan hệ của các cặp
MOM0212 với hệ số tương quan khá cao biến tương ứng với các hệ số này.
lần lượt là 0,65 và 0,71. Ngoài ra, các hệ
số tương quan giữa biến LnSIZE và các Bảng 3 trình bày kết quả phân tích danh
biến còn lại đều có giá trị khá thấp nên tác mục đơn biến với tỷ trọng các cổ phiếu
Bảng 3. Kết quả phân tích danh mục đơn biến
1(Low) 2 3 4 5(High) 5-1(WML) t-stat
Tỷ trọng bằng nhau
REV 0.0189 0.0219 0.0213 0.0248 0.0223 0.0034 (0.74)
MOM0206 0.0174 0.0185 0.0206 0.0261 0.0266 0.0092* (1.67)
MOM0712 0.0185 0.0189 0.0222 0.0249 0.0246 0.0061 (1.05)
MOM0212 0.0185 0.018 0.0226 0.0228 0.0273 0.0088 (1.32)
LnSIZE 0.0297 0.0214 0.0225 0.0169 0.0188 -0.0109** (-2.13)
Tỷ trọng theo giá trị vốn hóa thị trường
REV 0.0112 0.0169 0.0124 0.0274 0.0202 0.009 (1.46)
MOM0206 0.0121 0.0192 0.0143 0.0159 0.0247 0.0126 (1.56)
MOM0712 0.0155 0.0207 0.0228 0.02 0.0155 0 (0)
MOM0212 0.0136 0.0188 0.0209 0.0157 0.0201 0.0065 (0.67)
LnSIZE 0.0282 0.0219 0.0223 0.0169 0.0177 -0.0105 (-1.6)
Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2012-12/2017. Các biến cơ sở gồm: REV, MOM0206, MOM0212,
MOM0712, LnSIZE. Đầu tháng t, các cổ phiếu được sắp xếp theo giá trị biến cơ sở từ thấp đến cao và phân
chia vào 05 danh mục theo cấu trúc ngũ phân vị (danh mục 1 là danh mục có giá trị biến cơ sở thấp nhất,
danh mục 5 là danh mục có giá trị biến cơ sở cao nhất). Tỷ trọng các cổ phiếu trong danh mục là tỷ trọng
bằng nhau hoặc tỷ trọng theo vốn hóa thị trường, khung thời gian đầu tư là 01 tháng. Tương ứng mỗi biến cơ
sở, cột 1 đến cột 5 trình bày TSSL bình quân của danh mục 1 đến 5, cột kí hiệu 5-1 trình bày TSSL bình quân
của chiến lược đầu tư WML. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t. *, **, *** hàm ý kết quả kiểm định
có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
60 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
trong danh mục theo hai trường hợp: tỷ Sự khác biệt này tương tự kết quả một
trọng bằng nhau và tỷ trọng theo vốn hóa số nghiên cứu trên TTCK các nước khác
thị trường. Kết quả cho thấy chiến lược (Brailsford & O’Brien, 2008; Novy-Marx,
WML theo biến MOM0206 có TSSL là 2012; Teplova & Mikova, 2015).
0,92% mỗi tháng và có ý nghĩa thống kê
ở mức ý nghĩa 10% trong trường hợp tỷ Bảng 4 trình bày kết quả phân tích danh
trọng bằng nhau. Ngược lại, chiến lược mục hai biến với biến kiểm soát là quy
WML theo biến MOM0206 có TSSL là mô và tỷ trọng các cổ phiếu trong danh
1,26% nhưng không có ý nghĩa thống mục theo hai trường hợp: Tỷ trọng bằng
kê trong trường hợp tỷ trọng theo vốn nhau và tỷ trọng theo vốn hóa thị trường.
hóa thị trường. Kết quả hàm ý hiệu ứng Trường hợp tỷ trọng bằng nhau, chiến
momentum ngắn hạn tồn tại trong trường lược WML theo biến MOM0206 và biến
hợp tỷ trọng bằng nhau nhưng lại không MOM0212 đều có TSSL dương và có ý
tồn tại trong trường hợp tỷ trọng theo nghĩa thống kê ở nhóm quy mô 3, quy
vốn hóa thị trường. Sự khác biệt này có mô 4 nhưng không có ý nghĩa thống kê
thể hàm ý tồn tại sự ảnh hưởng của yếu ở các nhóm quy mô còn lại. Với biến cơ
tố quy mô đến hiệu ứng momentum ngắn sở là biến MOM0712, chiến lược WML
hạn trên TTCK Việt Nam. Trong khi đó, có TSSL dương và có ý nghĩa thống kê
TSSL tất cả chiến lược WML theo các ở nhóm quy mô 3 với mức ý nghĩa 10%
biến MOM0712, MOM0212 và REV đều nhưng không có ý nghĩa ở các nhóm quy
không có ý nghĩa thống kê, hàm ý việc mô còn lại. Với trường hợp tỷ trọng theo
không tồn tại hiệu ứng momentum trung vốn hóa thị trường, chiến lược WML theo
hạn, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn. Các biến momentum bao gồm cả ngắn hạn và
kết quả phân tích danh mục đơn biến trung hạn đều có kết quả tương tự trường
ở Bảng 3 cho thấy sự tồn tại hiệu ứng hợp tỷ trọng bằng nhau. Nhìn chung, kết
momentum trên TTCK Việt Nam có sự quả phân tích danh mục hai biến cho thấy
khác biệt với các khung thời gian tham sự tồn tại của mối quan hệ giữa hiệu ứng
chiếu khác nhau của biến momentum và tỷ momentum và quy mô cổ phiếu. Cụ thể,
trọng cổ phiếu trong danh mục khác nhau. hiệu ứng momentum ngắn hạn và hiệu ứng
Bảng 4. Kết quả phân tích danh mục hai biến với biến kiểm soát là quy mô
SIZE 1(Small) 2 3 4 5(Large)
Tỷ trọng bằng nhau
REV -0.0068 -0.0049 0.0015 0.0112 0.0171***
(-0.68) (-0.54) (0.22) (1.64) (2.91)
MOM0206 0.0044 0.0048 0.0184** 0.0175** 0.0119
(0.49) (0.5) (2.31) (2.11) (1.55)
MOM0712 0.0081 0.008 0.0127* 0.0077 0.0028
(0.78) (0.85) (1.69) (0.96) (0.42)
MOM0212 0.0031 0.0077 0.0223*** 0.0162* 0.0069
(0.32) (0.69) (2.69) (1.81) (0.98)
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 61
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Tỷ trọng theo vốn hóa thị trường
REV -0.0102 -0.0004 0.0012 0.0113* 0.0102
(-1.04) (-0.05) (0.17) (1.56) (1.45)
MOM0206 0.006 0.0034 0.0199** 0.0186** 0.0096
(0.69) (0.33) (2.43) (2.16) (1.05)
MOM0712 0.0058 0.0053 0.0133* 0.0063 -0.0018
(0.57) (0.53) (1.76) (0.8) (-0.21)
MOM0212 0.0041 0.0069 0.0244*** 0.016* 0.0014
(0.44) (0.6) (2.93) (1.84) (0.15)
Ghi chú: Mẫu dữ liệu giai đoạn 01/2012- 12/2017. Đầu tháng t, toàn bộ cổ phiếu được sắp xếp theo quy
mô từ nhỏ đến lớn và phân chia theo cấu trúc ngũ phân vị thành 05 danh mục hay 05 nhóm quy mô từ 1
đến 5 (quy mô 1 là quy mô nhỏ nhất, quy mô 5 là quy mô lớn nhất). Tiếp đó, với mỗi nhóm quy mô, các cổ
phiếu trong nhóm tiếp tục được sắp xếp theo giá trị biến cơ sở từ thấp đến cao và phân chia theo cấu trúc
ngũ phân vị thành 05 danh mục. Tỷ trọng các cổ phiếu trong danh mục là tỷ trọng bằng nhau hoặc tỷ trọng
theo vốn hóa thị trường, khung thời gian đầu tư là 01 tháng. Tương ứng mỗi biến cơ sở (REV, MOM0206,
MOM0712, MOM0212), cột 1 đến cột 5 trình bày TSSL bình quân của các chiến lược đầu tư WML theo
biến cơ sở tại mỗi nhóm quy mô từ 1 đến 5. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t. *, **, *** hàm ý kết
quả kiểm định có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
momentum 11 tháng trung hạn chỉ tồn tại lớn nhất: danh mục các cổ phiếu có TSSL
ở nhóm quy mô 3 và quy mô 4; hiệu ứng cao hơn (thấp hơn) trong một tháng trước
momentum 06 tháng trung hạn chỉ tồn tại đó thì có TSSL cao hơn (thấp hơn) trong
ở nhóm quy mô 3. Bên cạnh đó, kết quả một tháng kế tiếp. Do có tính chất tương
cũng cho thấy mối quan hệ giữa hiệu ứng tự hiệu ứng momentum nên tác giả gọi là
momentum và quy mô cổ phiếu có sự khác hiệu ứng momentum 01 tháng ngắn hạn,
biệt với các khung thời gian tham chiếu kết quả này tương tự Naughton và cộng sự
khác nhau, tỷ trọng khác nhau tương tự các (2008)5 trên TTCK Trung Quốc.
nghiên cứu trước (Chaves, 2016; Novy-
Marx, 2012; Teplova & Mikova, 2015). Bảng 5 trình bày kết quả hồi quy Fama-
Macbeth với mẫu dữ liệu gồm toàn bộ
Với biến REV, trường hợp tỷ trọng bằng cổ phiếu trên thị trường. Kết quả cho
nhau, chiến lược WML chỉ có TSSL thấy toàn bộ hệ số ước lượng của tất cả
dương và có ý nghĩa thống kê với mức ý các biến momentum đều có dấu dương
nghĩa 1% ở nhóm quy mô 5 nhưng không và không có ý nghĩa thống kê. Kết quả
có ý nghĩa ở các nhóm quy mô còn lại. này hàm ý việc không có bằng chứng có
Trường hợp tỷ trọng vốn hóa thị trường, ý nghĩa thống kê về sự tồn tại của hiệu
chiến lược WML theo biến REV chỉ ứng momentum, tương tự một số nghiên
có TSSL dương và có ý nghĩa thống kê cứu trên TTCK các nước châu Á khác
với mức ý nghĩa 10% ở nhóm quy mô 4 như Nhật Bản (Chui và cộng sự, 2000;
nhưng không có ý nghĩa ở các nhóm quy
5
Xem xét trên TTCK Trung Quốc, giai đoạn 1995-
mô còn lại. Kết quả này cho thấy sự tồn 2005, Naughton và cộng sự (2008) cho thấy sự tồn
tại của hiệu ứng trái ngược với hiệu ứng tại của hiệu ứng momentum với nhiều khung thời gian
đảo ngược ngắn hạn ở hai nhóm quy mô tham chiếu khác nhau gồm: 01 tháng, từ 03 tháng đến
12 tháng và hơn 12 tháng
62 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
Bảng 5. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu toàn bộ cổ phiếu
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.0224*** -0.0011 0.0188 0 0.9439
(3.64) (-0.07)
2 0.0194*** 0.0098 0.023 1.1 0.2979
(3.18) (1.05)
3 0.02*** 0.0058 0.0179 0.52 0.4745
(3.32) (0.72)
4 0.0194*** 0.0044 0.0208 0.63 0.4311
(3.07) (0.79)
5 0.0359*** -0.0022** 0.0139 4.15 0.0454
(3.37) (-2.04)
6 0.0365*** -0.0015 -0.0022** 0.0323 2.03 0.1387
(3.46) (-0.1) (-2.01)
7 0.034*** 0.0105 -0.0023** 0.037 2.69 0.0748
(3.22) (1.1) (-2.04)
8 0.0335*** 0.0069 -0.0022** 0.0311 2.43 0.0954
(3.46) (0.85) (-2.03)
9 0.0327*** 0.005 -0.0021* 0.0343 2.36 0.1014
(3.25) (0.88) (-1.99)
Ghi chú: Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với mẫu gồm toàn bộ cổ phiếu trên
thị trường, giai đoạn 01/2012-12/2017. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với sai số
chuẩn Newey và West (1987)(Sai số chuẩn Newey và West (1987) nhằm khắc phục hiện tượng phương sai sai
số thay đổi và tự tương quan chuỗi trong mô hình hồi quy).
*, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 6. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu con gồm các cổ phiếu nhóm quy mô 1
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.0299*** -0.0083 0.0504 0.06 0.8003
(3.67) (-0.25)
2 0.0273*** -0.0059 0.0492 0.13 0.7167
(3.47) (-0.36)
3 0.0282*** 0.0136 0.0463 1.01 0.3183
(3.34) (1.01)
4 0.0271*** 0 0.0501 0 0.9981
(3.36) (0)
5 0.057* -0.0059 0.0324 0.85 0.3601
(1.88) (-0.92)
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 63
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
6 0.0539* -0.0014 -0.0051 0.0818 0.28 0.7585
(1.7) (-0.04) (-0.74)
7 0.0585* -0.0043 -0.0067 0.0806 0.61 0.5484
(1.94) (-0.27) (-1.07)
8 0.0604** 0.0145 -0.0069 0.0764 1.16 0.3206
(2.08) (1.06) (-1.09)
9 0.0611** 0.0014 -0.0074 0.0809 0.63 0.5336
(2.01) (0.11) (-1.12)
Ghi chú: Đầu mỗi tháng trong giai đoạn 01/2012-12/2017, toàn bộ cổ phiếu được sắp xếp theo quy mô từ
nhỏ đến lớn và phân chia theo cấu trúc ngũ phân vị thành 05 nhóm quy mô từ 1 đến 5 (quy mô 1 là quy mô
nhỏ nhất, quy mô 5 là quy mô lớn nhất). Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với
mẫu con là các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô 1. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với
sai số chuẩn Newey và West (1987). *, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý
nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 7. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu con gồm các cổ phiếu nhóm quy mô 2
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.0236*** -0.0083 0.0705 0.09 0.7679
(3.83) (-0.3)
2 0.0191*** 0.0054 0.056 0.16 0.688
(3.1) (0.4)
3 0.0172*** 0.009 0.042 0.42 0.5189
(2.82) (0.65)
4 0.0171*** 0.0048 0.0531 0.27 0.6039
(2.78) (0.52)
5 -0.041 0.0112 0.0175 2.04 0.1574
(-0.96) (1.43)
6 -0.0417 -0.005 0.0116 0.0864 1.16 0.3196
(-1) (-0.18) (1.51)
7 -0.0568 0.005 0.0136* 0.0734 1.57 0.2144
(-1.34) (0.36) (1.74)
8 -0.0278 0.0076 0.0078 0.0601 0.58 0.5625
(-0.63) (0.54) (0.93)
9 -0.0397 0.0036 0.01 0.0707 0.79 0.4567
(-0.89) (0.38) (1.2)
Ghi chú: Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với mẫu con là các cổ phiếu thuộc
nhóm quy mô 2. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với sai số chuẩn Newey và West
(1987). *, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
64 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
Bảng 8. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu con gồm các cổ phiếu nhóm quy mô 3
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.0227*** -0.0033 0.0401 0.02 0.8866
(3.68) (-0.14)
2 0.0184*** 0.02* 0.0491 3.13 0.0814
(2.94) (1.77)
3 0.0213*** 0.0133 0.0426 2.19 0.1436
(3.51) (1.48)
4 0.0189*** 0.0134** 0.0468 6.65 0.012
(2.89) (2.58)
5 0.0422 -0.0039 0.0144 0.21 0.645
(0.8) (-0.46)
6 0.0211 -0.0042 -0.0004 0.0546 0.02 0.9838
(0.41) (-0.18) (-0.04)
7 0.0523 0.0202* -0.0061 0.0624 1.89 0.1589
(1.03) (1.8) (-0.74)
8 0.0291 0.0132 -0.0017 0.0571 1.14 0.3257
(0.57) (1.5) (-0.21)
9 0.0269 0.0134** -0.0017 0.061 3.3 0.0425
(0.52) (2.56) (-0.21)
Ghi chú: Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với mẫu con là các cổ phiếu thuộc
nhóm quy mô 3. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với sai số chuẩn Newey và West
(1987). *, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 9. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu con gồm các cổ phiếu nhóm quy mô 4
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.0165*** 0.0533** 0.043 4.53 0.0367
(3.01) (2.13)
2 0.0136** 0.0167 0.0536 1.81 0.183
(2.44) (1.34)
3 0.0145*** 0.0055 0.0488 0.19 0.6647
(2.73) (0.44)
4 0.0128** 0.0026 0.0552 0.1 0.7534
(2.24) (0.32)
5 0.0137 0.0006 0.0198 0.01 0.9329
(0.31) (0.08)
6 0.013 0.0515** 0.0005 0.0626 2.21 0.1175
(0.29) (2.1) (0.08)
7 0.0296 0.0168 -0.0023 0.0717 1 0.3739
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 65
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
(0.68) (1.37) (-0.36)
8 0.014 0.0061 0.0001 0.0682 0.12 0.8873
(0.31) (0.49) (0.02)
9 0.0144 0.0026 -0.0002 0.0738 0.05 0.9483
(0.34) (0.32) (-0.04)
Ghi chú: Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với mẫu con là các cổ phiếu thuộc
nhóm quy mô 4. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với sai số chuẩn Newey và West
(1987). *, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 10. Kết quả hồi quy Fama-Macbeth, mẫu con gồm các cổ phiếu nhóm quy mô 5
Model _cons REV MOM0206 MOM0712 MOM0212 LnSIZE Avg. R2 F-statistic P-value
1 0.017** 0.0838*** 0.0454 11.41 0.0012
(2.61) (3.38)
2 0.0165** 0.0133 0.049 1.63 0.2056
(2.54) (1.28)
3 0.0183*** 0.0044 0.035 0.22 0.6443
(2.75) (0.46)
4 0.0169** 0.0043 0.0436 0.37 0.5455
(2.46) (0.61)
5 0.0262 -0.0009 0.0425 0.21 0.6483
(1.26) (-0.46)
6 0.0242 0.0826*** -0.0009 0.0835 6.07 0.0037
(1.19) (3.45) (-0.46)
7 0.0238 0.0137 -0.001 0.0904 0.96 0.389
(1.17) (1.3) (-0.47)
8 0.02 0.0045 -0.0003 0.0742 0.11 0.8917
(1.04) (0.45) (-0.15)
9 0.022 0.0048 -0.0007 0.0838 0.28 0.7577
(1.11) (0.66) (-0.35)
Ghi chú: Bảng trên trình bày kết quả ước lượng hồi quy Fama-Macbeth với mẫu con là các cổ phiếu thuộc
nhóm quy mô 5. Trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê t được ước lượng với sai số chuẩn Newey và West
(1987). *, **, *** hàm ý hệ số uớc lượng có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính toán của tác giả
Iihara và cộng sự, 2004; Liu & Lee, 2001; 2010; Nartea và cộng sự, 2017; Wang,
Teplova & Mikova, 2015), Đài Loan 2004). Bên cạnh đó, kết quả lại cho thấy
(Hao và cộng sự, 2016; Lin và cộng sự, các hệ số ước lượng của biến quy mô đều
2016) và Trung Quốc (Chen và cộng sự, có dấu âm và có ý nghĩa thống kê với
66 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
mức ý nghĩa 5% hoặc 10%, cho thấy sự tương tự kết quả phân tích danh mục hai
tồn tại của hiệu ứng quy mô trên TTCK biến ở Bảng 4. Xem xét cả hai phương
Việt Nam, tương tự (Banz, 1981; Fama & pháp, kết quả cho thấy bằng chứng có ý
French, 1993, 1996). nghĩa thống kê mạnh về sự tồn tại của
hiệu ứng momentum ngắn hạn và hiệu ứng
Bảng 6 đến Bảng 10 trình bày kết quả hồi momentum 11 tháng trung hạn ở nhóm
quy Fama-Macbeth với mẫu dữ liệu gồm quy mô 3 (là nhóm các cổ phiếu có quy
cổ phiếu ở mỗi nhóm quy mô lần lượt từ mô trung bình) và ngược lại ở các nhóm
nhóm quy mô 1 đến quy mô 5. Kết quả về quy mô còn lại. Kết quả này hoàn toàn
hệ số ước lượng của biến quy mô ở Bảng khác biệt với các nghiên cứu trước về mối
6 đến Bảng 10 đều không có ý nghĩa thống quan hệ giữa hiệu ứng momentum và quy
kê, cho thấy yếu tố quy mô không tác mô cổ phiếu như: Hiệu ứng momentum
động đến TSSL cổ phiếu ở cả năm nhóm thể hiện mạnh hơn ở nhóm quy mô nhỏ
quy mô. Bảng 6 và Bảng 7 cho thấy hầu hơn (Avramov & Hore, 2017; Demir và
hết hệ số ước lượng của các biến cũng như cộng sự, 2004; Fama & French, 2008;
kết quả kiểm định sự phù hợp của mô hình Hong và cộng sự, 2000; Jegadeesh &
đều không có ý nghĩa thống kê. Do đó, Titman, 2001; Marshall & Cahan, 2005;
kết quả này hàm ý việc không tồn tại cả Novy-Marx, 2012; Rouwenhorst, 1998);
hiệu ứng momentum, hiệu ứng đảo ngược mạnh hơn ở nhóm quy mô lớn hơn
ngắn hạn ở nhóm quy mô 1 và nhóm quy (Alhenawi, 2015; Brailsford & O’Brien,
mô 2. Bên cạnh đó, kết quả tại Bảng 8 2008; Chaves, 2016; O’Brien và cộng sự,
cho thấy các hệ số ước lượng của biến 2010); không tồn tại mối quan hệ nêu trên
MOM0206, MOM0212 đều có dấu dương (Israel & Moskowitz, 2013; Teplova &
và có ý nghĩa thống kê. Kết quả hàm ý sự Mikova, 2015). Đồng thời, kết quả cũng
tồn tại của hiệu ứng momentum ngắn hạn, thống nhất cho thấy việc không tồn tại
hiệu ứng momentum 11 tháng trung hạn mối quan hệ giữa hiệu ứng momentum
ở nhóm quy mô 3. Ngược lại, hệ số ước 06 tháng trung hạn và quy mô cổ phiếu
lượng của các biến MOM0712, REV đều (tương tự Israel & Moskowitz, 2013;
không có ý nghĩa thống kê, hàm ý việc Teplova & Mikova, 2015). Ngoài ra, kết
không tồn tại các hiệu ứng này ở nhóm quả cũng cho thấy hiệu ứng momentum 01
quy mô 3. Cuối cùng, kết quả Bảng 9 và tháng chỉ tồn tại ở hai nhóm quy mô lớn
Bảng 10 cho thấy các hệ số ước lượng của nhất và không tồn tại ở các nhóm quy mô
biến REV đều có dấu dương và có ý nghĩa còn lại.
thống kê mạnh. Kết quả hàm ý cổ phiếu
có TSSL cao hơn (thấp hơn) trong một 4. Kết luận và hàm ý
tháng liền trước thì có TSSL cao hơn (thấp
hơn) trong một tháng sau đó. Kết quả này 4.1. Kết luận
cho thấy việc không tồn tại hiệu ứng đảo
ngược ngắn hạn nhưng tồn tại hiệu ứng Nghiên cứu này xem xét sự tồn tại của
trái ngược với hiệu ứng đảo ngược ngắn hiệu ứng momentum cũng như vai trò
hạn ở nhóm quy mô 4 và nhóm quy mô 5. của yếu tố quy mô đối với hiệu ứng
momentum trên TTCK Việt Nam, giai
Có thể thấy, hầu hết kết quả hồi quy đoạn từ tháng 01/2012 đến tháng 12/2017.
Fama-Macbeth ở 05 nhóm quy mô là Trong đó, nghiên cứu sử dụng nhiều
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 67
- Vai trò của quy mô đối với hiệu ứng momentum trên thị trường chứng khoán Việt Nam
phương pháp nghiên cứu để xem xét mối Việt Nam nhưng tồn tại hiệu ứng trái
quan hệ giữa hiệu ứng momentum và quy ngược là hiệu ứng momentum 01 tháng ở
mô cổ phiếu gồm: Phân tích danh mục hai nhóm quy mô lớn nhất.
với các phương pháp thiết kế danh mục
khác nhau và hồi quy Fama-Macbeth với 4.2. Hàm ý
các mẫu dữ liệu theo quy mô khác nhau.
Các kết quả không cho thấy bằng chứng Kết quả nghiên cứu cung cấp thêm bằng
thống nhất và có ý nghĩa thống kê mạnh chứng thực nghiệm liên quan đến hiệu ứng
về sự tồn tại của hiệu ứng momentum momentum và chiến lược đầu tư theo hiệu
trên TTCK Việt Nam, tương tự một số ứng momentum để làm phong phú hơn
nghiên cứu trên TTCK các nước châu kho tàng học thuật về chủ đề này. Mặc
Á khác như Nhật Bản (Chui và cộng sự, dù kết quả nghiên cứu không cho thấy
2000; Iihara và cộng sự, 2004; Liu & bằng chứng có ý nghĩa thống kê mạnh về
Lee, 2001; Teplova & Mikova, 2015), sự tồn tại của hiệu ứng momentum trên
Đài Loan (Hao và cộng sự, 2016; Lin và TTCK Việt Nam nhưng nghiên cứu cũng
cộng sự, 2016) và Trung Quốc (Chen và cho thấy chiến lược đầu tư theo hiệu ứng
cộng sự, 2010; Nartea và cộng sự, 2017; momentum ngắn hạn có TSSL ở mức
Wang, 2004). Bên cạnh đó, phương pháp 0,92% mỗi tháng với tỷ trọng các cổ phiếu
phân tích danh mục hai biến và hồi quy trong danh mục bằng nhau. Bên cạnh đó,
Fama-Macbeth cho từng nhóm quy mô có kết quả cũng cho thấy chiến lược đầu
kết quả đồng nhất về sự tồn tại của mối tư theo hiệu ứng momentum ở nhóm cổ
quan hệ giữa hiệu ứng momentum và quy phiếu quy mô trung bình (quy mô 3) có
mô cổ phiếu trên TTCK Việt Nam: Hiệu TSSL từ 1,27% đến 2,23% mỗi tháng với
ứng momentum ngắn hạn và hiệu ứng tỷ trọng cổ phiếu trong danh mục bằng
momentum 11 tháng trung hạn đều thể nhau và có TSSL từ 1,33% đến 2,44% mỗi
hiện mạnh hơn ở nhóm các cổ phiếu có tháng với tỷ trọng cổ phiếu trong danh
quy mô trung bình. Kết quả này là phát mục theo vốn hóa thị trường. Do đó, kết
hiện hoàn toàn mới so với các nghiên quả nghiên cứu cho thấy nhà đầu tư có
cứu trước về mối quan hệ giữa hiệu ứng thể xem xét tìm kiếm lợi nhuận từ chiến
momentum và quy mô cổ phiếu. Ngoài ra, lược đầu tư theo hiệu ứng momentum trên
các kết quả cũng cho thấy hiệu ứng đảo TTCK Việt Nam ■
ngược ngắn hạn không tồn tại trên TTCK
Tài liệu tham khảo
1. Alhenawi, Y. (2015). On the interaction between momentum effect and size effect. Review of Financial Economics,
26(1), 36-46.
2. Avramov, D., & Hore, S. (2017). Cross-sectional factor dynamics and momentum returns. Journal of financial
markets, 32(1), 69-96.
3. Banz, R. W. (1981). The relationship between return and market value of common stocks. Journal of financial
Economics, 9(1), 3-18.
4. Brailsford, T., & O’Brien, M. A. (2008). Disentangling size from momentum in Australian stock returns. Australian
Journal of Management, 32(3), 463-484.
5. Chaves, D. B. (2016). Idiosyncratic momentum: US and international evidence. The Journal of Investing, 25(2),
64-76.
6. Chen, X., Kim, K. A., Yao, T., & Yu, T. (2010). On the predictability of Chinese stock returns. Pacific-Basin
Finance Journal, 18(4), 403-425.
68 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 209- Tháng 10. 2019
- VÕ XUÂN VINH - VÕ VĂN PHONG
7. Chui, A. C., Titman, S., & Wei, K. J. (2000). Momentum, Legal Systems and Ownership Structure: An Analysis of
Asian Stock Markets. Working Paper. University of Texas.
8. Demir, I., Muthuswamy, J., & Walter, T. (2004). Momentum returns in Australian equities: The influences of size,
risk, liquidity and return computation. Pacific-Basin Finance Journal, 12(2), 143-158.
9. Fama, E. F., & French, K. R. (1993). Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of financial
Economics, 33(1), 3-56.
10. Fama, E. F., & French, K. R. (1996). Multifactor explanations of asset pricing anomalies. The Journal of Finance,
51(1), 55-84.
11. Fama, E. F., & French, K. R. (2008). Dissecting anomalies. The Journal of Finance, 63(4), 1653-1678.
12. Fama, E. F., & MacBeth, J. D. (1973). Risk, return, and equilibrium: Empirical tests. The Journal of Political
Economy, 78(3), 607-636.
13. Hao, Y., Chu, H.-H., Ho, K.-Y., & Ko, K.-C. (2016). The 52-week high and momentum in the Taiwan stock market:
Anchoring or recency biases? International Review of Economics & Finance, 43(1), 121-138.
14. Hong, H., Lim, T., & Stein, J. C. (2000). Bad news travels slowly: Size, analyst coverage, and the profitability of
momentum strategies. The Journal of Finance, 55(1), 265-295.
15. Iihara, Y., Kato, H. K., & Tokunaga, T. (2004). The winner–loser effect in Japanese stock returns. Japan and the
World Economy, 16(4), 471-485.
16. Israel, R., & Moskowitz, T. J. (2013). The role of shorting, firm size, and time on market anomalies. Journal of
financial Economics, 108(2), 275-301.
17. Jegadeesh, N. (1990). Evidence of predictable behavior of security returns. The Journal of Finance, 45(3), 881-
898.
18. Jegadeesh, N., & Titman, S. (1993). Returns to buying winners and selling losers: Implications for stock market
efficiency. The Journal of Finance, 48(1), 65-91.
19. Jegadeesh, N., & Titman, S. (2001). Profitability of momentum strategies: An evaluation of alternative
explanations. The Journal of Finance, 56(2), 699-720.
20. Lin, C., Ko, K.-C., Feng, Z.-X., & Yang, N.-T. (2016). Market dynamics and momentum in the Taiwan stock market.
Pacific-Basin Finance Journal, 38(1), 59-75.
21. Liu, C., & Lee, Y. (2001). Does the momentum strategy work universally? Evidence from the Japanese stock
market. Asia-Pacific Financial Markets, 8(4), 321-339.
22. Marshall, B. R., & Cahan, R. M. (2005). Is the 52-week high momentum strategy profitable outside the US? Applied
Financial Economics, 15(18), 1259-1267.
23. Nartea, G. V., Kong, D., & Wu, J. (2017). Do extreme returns matter in emerging markets? Evidence from the
Chinese stock market. Journal of Banking & Finance, 76(1), 189-197.
24. Naughton, T., Truong, C., & Veeraraghavan, M. (2008). Momentum strategies and stock returns: Chinese evidence.
Pacific-Basin Finance Journal, 16(4), 476-492.
25. Newey, W. K., & West, K. D. (1987). A simple, positive semi-definite, heteroskedasticity and autocorrelation
consistent covariance matrix. Econometrica, 55(3), 703-708.
26. Novy-Marx, R. (2012). Is momentum really momentum? Journal of financial Economics, 103(3), 429-453.
27. O’Brien, M. A., Brailsford, T., & Gaunt, C. (2010). Interaction of size, book to market and momentum effects in
Australia. Accounting and Finance, 50(1), 197-219.
28. Rouwenhorst, K. G. (1998). International momentum strategies. The Journal of Finance, 53(1), 267-284.
29. Teplova, T., & Mikova, E. (2015). New evidence on determinants of price momentum in the Japanese stock market.
Research in International Business and Finance, 34(1), 84-109.
30. Võ Xuân Vinh, & Võ Văn Phong. (2019). Hiệu ứng Momentum, hiệu ứng đảo ngược ngắn hạn - Nghiên cứu thực
nghiệm trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Kinh Tế & Phát Triển, 264(6), 1-12.
31. Wang, C. (2004). Relative strength strategies in China’s stock market: 1994–2000. Pacific-Basin Finance Journal,
12(2), 159-177.
Số 209- Tháng 10. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 69
nguon tai.lieu . vn
