Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

Nội dung text: Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam

1. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Trương Hoàng Diệp Hương - Lê Thị Hương Trà Viện Nghiên cứu khoa học Ngân hàng, Học viện Ngân hàng Ngày nhận: 29/04/2021 Ngày nhận bản sửa: 25/05/2021 Ngày duyệt đăng: 25/06/2021 Tóm tắt: Số lượng các nhà phân tích theo dõi và phân tích về công ty là một chỉ báo cho thấy chất lượng thông tin công bố (Botasan, 1997). Đặc biệt với một thị trường chứng khoán mới phát triển như tại Việt Nam, các nhà phân tích sẽ là cầu nối giúp nhà đầu tư có nhiều thông tin và hiểu đúng hơn về các thông tin được doanh nghiệp công bố, từ đó làm tăng tính minh bạch thông tin của các doanh nghiệp. Việc tăng minh bạch thông tin, trên cả hai khía cạnh về mức độ và chất lượng, giúp làm giảm vấn đề thông tin bất cân xứng trên thị trường, tăng cường sự tin tưởng của nhà đầu tư đối với công ty, và làm giảm mức độ rủi ro đối với nhà đầu tư. Từ đó, cải thiện minh bạch thông tin có tác động tích cực làm giảm mức tỷ suất sinh lời yêu cầu của nhà đầu tư, hay chi phí vốn chủ sở hữu đối với doanh nghiệp. Thông qua dữ liệu của 37 doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2013- Analyst coverage and the cost of equity capital Abstract: The number of analysts following and analyzing a company is an indicator of the quality of the information disclosed (Botasan, 1997). Especially with a newly developed stock market like in Vietnam, analysts will be the bridge to help investors have more information and better understand the information announced by enterprises, thereby increasing the transparency of business information. Increasing information transparency, in terms of both level and quality, helps to reduce the problem of asymmetric information in the market, enhances investor confidence in the company, and reduce the level of risk for investors. Therefore, improving information transparency has a positive effect on reducing the required rate of return of investors, or the cost of equity for businesses. Through data from 37 listed companies on the Vietnamese stock market for the period 2013-2018, this study shows the greater the number of analysts who follow the company (which present the higher degree of transparency of financial information) will reduce the cost of equity. Research also documents that firm with larger market capitalizations and higher growth rate tends have a higher cost of equity. Keywords: analyst coverage, cost of equity capital, Vietnam stock market Truong, Hoang Diep Huong Email: huongthd@hvnh.edu.vn Le, Thi Huong Tra Email: tralth@hvnh.edu.vn Organization of all: Research Institute for Banking, Banking Academy of Vietnam Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 231- Tháng 8. 2021 70 ISSN 1859 - 011X
2. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ 2018, nghiên cứu này chỉ ra số lượng nhà phân tích theo dõi công ty càng lớn (cho thấy mức độ minh bạch thông tin tài chính cao) sẽ có tác động làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu. Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng công ty có vốn hóa thị trường lớn hơn, và tốc độ tăng trưởng cao hơn thường có chi phí vốn chủ sở hữu cao hơn. Từ khóa: nhà phân tích, chi phí vốn chủ sở hữu, thị trường chứng khoán Việt Nam 1. Giới thiệu như Việt Nam, TTCK mới chỉ tồn tại trong 21 năm, sự bất cân xứng thông tin giữa các Trong 20 năm qua, thị trường chứng khoán công ty niêm yết và nhà đầu tư vẫn còn (TTCK) Việt Nam đã khẳng định được vai lớn. Điều này dẫn đến sự cần thiết của bên trò của mình khi huy động được khoảng 2 trung gian để cung cấp, truyền đạt cả thông triệu tỷ đồng, đóng góp khoảng 23% tin công khai và không công khai ra thị vào tổng vốn đầu tư và hỗ trợ tăng trưởng trường. Hơn nữa, đối với nhà đầu tư, về kinh tế. Đến cuối tháng 4/2021, số lượng số lượng, Việt Nam có định hướng chiến công ty niêm yết trên hai sàn HOSE và lược nâng cao số lượng nhà đầu tư chiếm HNX đạt khoảng 752 công ty so với số khoảng 3% trên tổng dân số đến năm 2025, lượng 2 công ty vào năm 2000; vốn hóa thị theo Quyết định số 242/QĐ-TTg ngày trường đạt 4.998 nghìn tỷ đồng, chiếm 28/02/2019 của Thủ tướng Chính phủ. 80,4% GDP (Ủy Ban Chứng khoán Nhà Về chất lượng, mặc dù TTCK Việt Nam nước, 2021). Tuy nhiên, so với các nền đã trải qua khủng hoảng hai lần trong hơn kinh tế châu Á khác, con số này tương đối 20 năm, trình độ của các nhà đầu tư Việt nhỏ. Để nâng tỷ trọng vốn hóa lên mức Nam vẫn còn nhiều hạn chế (Cấn Văn Lực, mục tiêu 100% GDP theo Quyết định 2020). Do đó, vai trò của các nhà phân tích số 242/2019/QĐ-TTg phê duyệt Đề án chuyên nghiệp trong việc đưa ra các báo tái cơ cấu TTCK và bảo hiểm Việt Nam, cáo dự báo và phân tích về thị trường là rất đẩy mạnh cổ phần hóa các doanh nghiệp cần thiết. Quan điểm về các giải pháp đề lớn, nhất là doanh nghiệp nhà nước, nên xuất nhằm nâng cao vai trò của nhà phân được tập trung. Đối với các doanh nghiệp tích cũng đã được trình bày một phần trong đang có kế hoạch niêm yết, việc giảm chi Mục 6, Quyết định số 242/QĐ-TTg, đó là: phí vốn góp phần quan trọng đảm bảo lợi “ xây dựng các công ty chứng khoán như thế cạnh tranh cho doanh nghiệp trong bối một cơ quan giám sát bên ngoài trên thị cảnh hội nhập quốc tế và cuộc cách mạng trường”. Nhờ lợi thế trên thị trường, các công nghiệp 4.0. công ty chứng khoán có khả năng phân tích Theo Botosan (2006), tỷ suất sinh lời yêu và đưa ra dự báo cho nhà đầu tư, từ đó giảm cầu (TSSLYC) của nhà đầu tư hay còn gọi chi phí thông tin bất cân xứng. Nghiên cứu là chi phí vốn chủ sở hữu (r) là tỷ suất sinh này sẽ kiểm định mối quan hệ giữa sự theo lời tối thiểu mà nhà đầu tư vốn cổ phần yêu dõi của nhà phân tích và chi phí vốn chủ sở cầu để cung cấp vốn cho công ty. Một trong hữu của các DNNY tại Việt Nam. những giải pháp khả thi để giảm chi phí vốn Trong khi các nghiên cứu trước xem xét mối chủ sở hữu cho các doanh nghiệp niêm yết quan hệ giữa thông tin và chi phí vốn bằng (DNNY) trên TTCK Việt Nam là phát huy cách điều tra các thông lệ công bố thông vai trò của các nhà phân tích. Đối với một tin của công ty và tỷ suất sinh lợi yêu cầu, nền kinh tế mới nổi và dựa vào ngân hàng nghiên cứu này tập trung vào ảnh hưởng Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 71
3. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam của sự bất cân xứng thông tin. Nghiên cứu Nhóm thứ nhất bao gồm các nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa số lượng phản đối vai trò tích cực của nhà phân tích nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ đối với chi phí vốn. Trước hết, nghiên cứu sở hữu của doanh nghiệp niêm yết trên Sở của Zhang (2001) phát triển một mô hình giao dịch chứng khoán Việt Nam, nhằm lý thuyết để xem xét tác động của các hình cho thấy vai trò của việc xây dựng đội ngũ thức phổ biến thông tin đối với chi phí vốn, nhà phân tích chất lượng trên TTCK. Cụ và đưa ra kết luận rằng nhà phân tích có thể thể, các nhà phân tích không chỉ giúp nhà thao túng thông tin và làm cho sự bất cân đầu tư có cái nhìn chính xác hơn về doanh xứng thông tin gia tăng giữa các nhà đầu tư, nghiệp, từ đó đưa ra các khoản đầu tư đúng do đó khiến chi phí vốn của doanh nghiệp đắn, mà cả các doanh nghiệp cũng được cao hơn so với trường hợp không có nhà hưởng lợi từ các nhà phân tích khi chi phí phân tích. Bowen và cộng sự (2008) nghiên vốn chủ sở hữu được giảm xuống. Sau khi cứu mối quan hệ giữa số lượng nhà phân tích loại bỏ các công ty không có dữ liệu nghiên và chi phí vốn chủ sở hữu đối với cổ phiếu cứu, 37 công ty được lựa chọn để tính toán phát hành thêm (SEO) trên hai sàn giao dịch chi phí vốn chủ sở hữu trong thời gian 6 chứng khoán NYSE và NASDAQ trong giai năm từ 2013 đến 2018. Nhóm tác giả kiểm đoạn 1981- 2000. Kết quả của nghiên cứu soát các yếu tố thường được cho là ảnh cho thấy rằng các quy định mới có thể gây hưởng đến chi phí vốn chủ sở hữu, chẳng nên hậu quả kinh tế tiêu cực nếu chúng làm hạn như hệ số beta, tổng tài sản, vốn hóa thị giảm số lượng các nhà phân tích, dẫn đến trường, hệ số giá trị sổ sách trên giá trị thị chi phí vốn chủ sở hữu cao hơn. Gleason và trường và tốc độ tăng trưởng. Lee (2003) điều tra về mối quan hệ giữa dự Tiếp theo của nghiên cứu sẽ trình bày tổng báo của các nhà phân tích và giá thị trường quan nghiên cứu về mối quan hệ giữa sự trên mẫu nghiên cứu khoảng 372.000 doanh theo dõi của nhà phân tích và chi phí vốn nghiệp trên thế giới trong giai đoạn 1993 - chủ sở hữu và các giả thuyết nghiên cứu; 1998. Một trong những kết quả của nghiên Phương pháp nghiên cứu và mẫu nghiên cứu này chỉ ra rằng mức độ công bố thông cứu; Kết quả và thảo luận; và Kết luận tin càng lớn, thì các nhà phân tích càng quan sẽ tóm tắt các điểm chính và ý nghĩa của tâm đến công ty. Tuy nhiên, mối quan hệ nghiên cứu. giữa số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu có thể khác nhau giữa 2. Tổng quan nghiên cứu và các giả các quốc gia. thuyết nghiên cứu Nhóm thứ hai bao gồm các nghiên cứu ủng hộ vai trò tích cực của nhà phân tích đối Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra tầm quan trọng với chi phí vốn. Một số nghiên cứu cho của các nhà phân tích trên thị trường bởi rằng các nhà phân tích càng quan tâm đến các nhà phân tích đóng vai trò như một bên một doanh nghiệp thì báo cáo tài chính của trung gian giữa doanh nghiệp và nhà đầu tư, doanh nghiệp đó càng tốt vì các nhà phân đồng thời có tác động lớn đến chi phí vốn tích có thể làm cho thông tin chính xác chủ sở hữu. Tuy nhiên, cơ chế ảnh hưởng hơn (Barth và Hutton, 2004; Bae và cộng sự, của nó vẫn chưa được nghiên cứu chi tiết. 2008). Một số nghiên cứu khác cho thấy các Khi xem xét vai trò của các nhà phân tích báo cáo của nhà phân tích có thể truyền tải chứng khoán đối với chi phí vốn, có 2 quan thông tin hữu ích đến thị trường trong việc điểm đối lập. hỗ trợ các nhà đầu tư đánh giá hoạt động 72 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021
4. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ của doanh nghiệp và từ đó đưa ra quyết định hai tác động đó sẽ làm giảm sự bất cân xứng hợp lý hơn (Lys và Sohn, 1990; O›Brien và thông tin giữa các nhà đầu tư. Bushan, 1990; Bushman và Smith, 2001; Dựa trên tổng quan các nghiên cứu ở trên, Hong và Kubik, 2003; Chen và cộng sự, nhóm tác giả đặt ra các giả thuyết sau để 2015). Vì vậy, các nhà phân tích có thể làm kiểm định thực nghiệm: giảm sự bất cân xứng thông tin thị trường H1. Công ty có nhà phân tích theo dõi có và chi phí giao dịch, do đó làm tăng sự chi phí vốn chủ sở hữu thấp hơn công ty quan tâm của những đối tượng tham gia thị không có nhà phân tích theo dõi trường, hoặc giảm chi phí vốn chủ sở hữu H2. Công ty có số lượng nhà phân tích theo và tăng giá trị của doanh nghiệp (Lang và dõi cao hơn có chi phí vốn chủ sở hữu thấp cộng sự, 2003; Frankel và cộng sự, 2006; hơn. Hilary và Shen, 2013). Các doanh nghiệp với số lượng nhà phân tích lớn sẽ giúp giảm 3. Phương pháp nghiên cứu và mẫu thông tin bất đối xứng trong khi giá cổ phiếu nghiên cứu có thể phản ánh thông tin thu nhập nhanh hơn so với các công ty có số lượng nhà phân 3.1. Lựa chọn mẫu nghiên cứu tích ít hơn (Alford và Berger, 1999; Hong và cộng sự, 2000; Barth và Hutton, 2004; Mục tiêu của nghiên cứu này là đánh giá Chan và Hameed, 2006; Bae và cộng sự, tác động của số lượng nhà phân tích đến 2008). Brennan và Subrahmanyan (1995) chi phí vốn chủ sở hữu tại các DNNY trên xác nhận rằng khi một nhà đầu tư có lợi thế TTCK Việt Nam. Với mục tiêu trên, các thông tin, số lượng các nhà phân tích sẽ có doanh nghiệp được lựa chọn trong mẫu một mối quan hệ ngược chiều với chi phí nghiên cứu trước hết phải là (1) các doanh lựa chọn bất lợi. Do đó, càng có nhiều nhà nghiệp đã được niêm yết chính thức trên phân tích theo dõi thì thông tin càng tốt, hai sàn giao dịch của Việt Nam là HOSE và càng giảm chi phí bất cân xứng thông tin HNX, nghiên cứu không xét đến các doanh và chi phí lựa chọn bất lợi cho nhà đầu tư, nghiệp niêm yết trên sàn UPCOM hoặc làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu và tăng các doanh nghiệp chưa niêm yết trên thị giá trị của doanh nghiệp (Hong và Kubik, trường; (2) nghiên cứu xét đến các doanh 2003). Barth và Hutton (2004) kết luận rằng nghiệp độc lập và còn hoạt động, còn giao các nhà phân tích có thể có tác động tích cực dịch trên thị trường tính đến thời điểm đến giá trị của thông tin kế toán và thông tin 31/12/2018, và không tính đến các doanh tốt hơn có thể dẫn đến giá trị doanh nghiệp nghiệp là chi nhánh của công ty khác; (3) để cao hơn khi các yếu tố khác không đổi. Công được đưa vào mẫu nghiên cứu, các doanh ty có nhiều nhà phân tích theo dõi hơn có nghiệp được lựa chọn phải có đủ dữ liệu thể có nhiều cơ hội đầu tư hơn và tăng giá cho các biến số được liệt kê trong mô hình; trị (Chan và Hameed, 2006). Tóm lại, khi (4) đặc biệt, để tính được beta cổ phiếu, nhiều nhà phân tích theo dõi một công ty, công ty cần có số liệu về giá cổ phiếu trong thông tin công khai trở nên hữu ích hơn và 5 năm trước thời điểm nghiên cứu, tức là sự khác biệt trong định giá của nhà đầu tư sẽ ít nhất công ty cần được niêm yết từ 2009. giảm xuống (Bowen, 2008). Bên cạnh đó, Điều này làm giảm đáng kể mẫu nghiên Mertor (1987) cho rằng các nhà phân tích cứu. Ngoài ra, (5) việc ước tính chi phí vốn tài chính có thể nâng cao nhận thức và kiến​​ chủ sở hữu cũng yêu cầu chi phí chủ sở hữu thức của nhà đầu tư về một công ty và cả có giá trị dương, các công ty có chi phí vốn Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 73
5. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Bảng 1. Mẫu nghiên cứu STT Các mức đáp ứng tiêu chí mẫu nghiên cứu Số doanh nghiệp 1 Doanh nghiệp hoạt động tại Việt Nam 3.587 2 Doanh nghiệp đang tồn tại, loại trừ các chi nhánh 2.541 3 Doanh nghiệp niêm yết trước 1/1/2009 529 Cổ phiếu doanh nghiệp vẫn đang niêm yết trên thị trường, có số 4 276 lượng giao dịch duy trì ổn định 5 Doanh nghiệp đáp ứng đầy đủ yêu cầu số liệu phân tích 37 Nguồn: Kết quả tìm kiếm dựa trên cơ sở dữ liệu S&P Capital IQ chủ sở hữu ước tính âm sẽ bị loại khỏi mẫu sau: nghiên cứu. Bên cạnh đó, các doanh nghiệp Ri – Rf = αo + β(Rm - Rf) + εit (E1) không có đủ dữ liệu cho 2/3 khoảng thời Trong đó: gian nghiên cứu (có tối thiểu 4 năm) sẽ bị Ri: Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu I, bằng loại bỏ. Dựa trên phương pháp loại trừ trên, COEcapm số lượng doanh nghiệp đủ điều kiện nghiên Rf: Lãi suất phi rủi ro cứu là 37 doanh nghiệp (Bảng 1). Rm: Lợi nhuận cho toàn bộ thị trường Giống như Fu, Kraft, & Zhang (2012), đối 3.2. Ước tính Chi phí vốn chủ sở hữu với mỗi quan sát năm - công ty, nhóm tác giả sử dụng dữ liệu hàng ngày trong năm Về cơ bản, có hai xu hướng trong việc đo vừa qua để ước tính β và α. Nghiên cứu sử lường chi phí vốn chủ sở hữu: sử dụng dự dụng VN-Index làm đại diện cho lợi nhuận báo của các nhà phân tích và sử dụng lợi thị trường và sử dụng lãi suất trái phiếu tức cổ phiếu lịch sử. Dựa trên hồ sơ dữ liệu chính phủ 5 năm làm đại diện cho lãi suất dự báo của nhà phân tích về TTCK Việt phi rủi ro. Sau khi các tham số được ước Nam trong giai đoạn 2013- 2018, như Fu, tính, nghiên cứu bổ sung thêm lợi nhuận Kraft, & Zhang (2012), nhóm tác giả sử thị trường và lãi suất phi rủi ro cho năm t dụng thước đo dựa trên lợi nhuận làm đại vào mô hình hồi quy ở trên để tính toán lợi diện cho chi phí vốn chủ sở hữu. Cụ thể, nhuận kỳ vọng, có loại bỏ những giá trị chi các thước đo của nghiên cứu này về chi phí vốn chủ sở hữu nhỏ hơn 0. phí vốn chủ sở hữu bao gồm lợi nhuận kỳ vọng dựa trên mô hình CAPM và lợi nhuận 3.2.2. Mô hình Fama và French kỳ vọng dựa trên mô hình Fama-French Đại diện thứ hai cho chi phí vốn chủ sở (1992). Hai mô hình này đã được xác nhận hữu được xây dựng bởi mô hình ba yếu là phù hợp để đo lường chi phí vốn chủ sở tố của Fama và French (1992). Trong mô hữu của các doanh nghiệp niêm yết trên hình này, bên cạnh hệ số beta thị trường chứng khoán Việt Nam (Anh, 2017; Minh của CAPM, hai tác giả đã thêm hai yếu & Bich, 2015; Toan và cộng sự, 2015). tố giải thích cho chi phí vốn chủ sở hữu, đó là vốn hóa thị trường của một công ty và hệ 3.2.1. Mô hình CAPM số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Chỉ số đại diện đầu tiên cho chi phí vốn Ri – Rf = αi + β1(Rm - Rf ) + β2SMB + chủ sở hữu được tính toán dựa trên mô β3HML+ εi (E2) hình CAPM bằng cách chạy phương trình Trong đó: 74 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021
6. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ SMB: Lợi nhuận của danh mục cổ phiếu điều chỉnh theo cổ tức của 276 cổ phiếu vốn hóa nhỏ trừ Lợi nhuận của danh mục niêm yết trên TTCK Việt Nam từ 2009 đến cổ phiếu vốn hóa lớn (nhỏ trừ lớn). 2018 lấy từ website của Vietstock, và (2) HML: Lợi nhuận của danh mục cổ phiếu có vốn hóa thị trường của công ty và hệ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao trừ giá trị sổ sách/giá trị thị trường từ Cơ sở Lợi nhuận của danh mục cổ phiếu có giá trị dữ liệu toàn cầu của S&P. Thứ hai, nhóm sổ sách trên giá trị thị trường thấp (cao trừ nghiên cứu chia các công ty niêm yết thành thấp). 6 nhóm dựa trên vốn hóa thị trường (theo Dữ liệu SMB và HML thường được thu thập mức trung vị) và hệ số giá trị sổ sách/giá trị từ website: Kenneth R. French. Tại đây, số thị trường hàng năm (theo phân vị thứ 30 và liệu về các chỉ tiêu trong mô hình được tính 70): (i) Vốn hóa thị trường nhỏ- Hệ số giá trị toán cho 23 quốc gia từ năm 1991-2020. sổ sách/giá trị thị trường (S/L) thấp; (ii) Vốn Tuy nhiên, bộ dữ liệu này không có sẵn cho hóa thị trường nhỏ- Hệ số giá trị sổ sách/ thị trường chứng khoán Việt Nam. Do đó, giá trị thị trường trung bình (S/M); (iii) nhóm tác giả tính toán lại những dữ liệu Vốn hóa thị trường nhỏ - Hệ số giá trị sổ này dựa trên nghiên cứu gốc của Fama và sách/giá trị thị trường cao (S/H); (iv) Vốn French (1992). Chỉ tiêu SMB và HML là hóa thị trường lớn- Hệ số giá trị sổ sách/ hai chỉ tiêu thể hiện mức lợi nhuận của toàn giá trị thị trường thấp (B/L); (v) Vốn hóa thị trường, do đó tác giả thực hiện việc tính thị trường lớn- Hệ số giá trị sổ sách/giá trị toán dựa trên số cổ phiếu niêm yết trên thị thị trường trung bình (B/M); và (vi ) Vốn trường và đủ cơ sở thông tin để tính toán hóa thị trường lớn- Hệ số giá trị sổ sách/giá (mức 4), tương ứng số doanh nghiệp có cổ trị thị trường cao (B/H). Kết quả cho thấy, phiếu đưa vào tính là 276 (Bảng 1). trong số 276 doanh nghiệp có 22 doanh Để thực tính được 2 chỉ tiêu SMB và HML, nghiệp thuộc nhóm S/L, 45 doanh nghiệp trước hết tác giả thu thập số liệu về: (1) lợi thuộc nhóm S/M, 71 doanh nghiệp nhuận hàng ngày theo chuỗi thời gian có thuộc nhóm S/H, 70 doanh nghiệp thuộc Bảng 2. Dữ liệu SMB và HML trung bình hàng năm cho thị trường chứng khoán Việt Nam Số công Năm SH SM SL BH BM BL SMB HML ty 2009 1,377 1,152 1,939 1,115 1,040 1,597 0,103 -0,189 136 2010 -0,056 0,081 -0,007 -0,231 -0,103 0,135 0,090 -0,197 184 2011 -0,589 -0,241 0,136 -0,507 -0,396 -0,162 0,124 -0,539 202 2012 0,164 0,559 0,456 0,025 0,497 0,517 0,043 -0,266 211 2013 0,497 0,737 1,158 0,420 0,378 0,685 0,195 -0,236 221 2014 0,600 0,712 0,930 0,340 0,413 0,591 0,207 -0,164 236 2015 0,164 0,448 0,834 -0,127 0,217 0,550 0,234 -0,403 255 2016 -0,177 0,475 0,506 -0,050 0,116 0,561 0,034 -0,424 263 2017 0,064 0,141 0,363 0,335 0,441 0,521 -0,173 -0,173 276 2018 -0,151 -0,009 0,110 -0,246 -0,047 0,076 0,065 -0,268 276 Nguồn:Tính toán của tác giả Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 75
7. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam nhóm B/L, 47 doanh nghiệp thuộc nhóm thu vào một năm cụ thể như là một chỉ số B/M, 21 doanh nghiệp thuộc nhóm đại diện cho số lượng nhà phân tích theo B/H. Thứ ba, nhóm tác giả tính toán dữ dõi doanh nghiệp. liệu SMB và HML hàng ngày sử dụng lợi nhuận cổ phiếu điều chỉnh theo cổ tức hàng 3.4. Mô hình hồi quy ngày bằng cách chạy các phương trình sau: (E3): SMB = (S/L + S/M + S/H)/3 − (B/L + Một số nghiên cứu trước đây với chi phí B/M + B/H)/3 vốn chủ sở hữu có liên quan trực tiếp đến (E4): HML = (B/H + S/H)/2 − (B/L + S/L)/2 các đặc điểm tài chính và hoạt động của Bảng 2 cung cấp dữ liệu SMB và HML công ty do những yếu tố này ảnh hưởng trung bình hàng năm cho TTCK Việt Nam đến đánh giá của nhà đầu tư về lợi nhuận từ năm 2009 đến năm 2018. S/L đại diện tương lai của doanh nghiệp (He, Lepone & cho lợi nhuận trung bình hàng năm của các Leung, 2013). Do đó, nhóm tác giả đưa vào cổ phiếu thuộc nhóm S/L, S/M đại diện cho một số biến số thường được sử dụng, chẳng lợi nhuận trung bình hàng năm của các cổ hạn như quy mô công ty, hệ số giá trị sổ phiếu thuộc nhóm S/M, S/H đại diện cho sách/giá trị thị trường, tốc độ tăng trưởng lợi nhuận trung bình hàng năm của các cổ và hệ số beta để kiểm soát tác động của phiếu thuộc nhóm S/H, B/L đại diện cho chúng đến chi phí vốn chủ sở hữu (Botasan lợi nhuận trung bình hàng năm của các cổ và Plumlee, 2002). Các mô hình hồi quy phiếu thuộc nhóm B/L, B/M đại diện cho được sử dụng trong nghiên cứu này được lợi nhuận trung bình hàng năm của các cổ liệt kê dưới đây: phiếu thuộc nhóm B/M và B/H đại diện COEit= αo + β1Betait + β2logMCAPit + cho lợi nhuận trung bình hàng năm của các β3logBMRit+ β4logGROWTHit + εit (M1) cổ phiếu thuộc nhóm B/H. SMB được tính COEit= α o + β 1ACit + β 2Betait + β 3logMCAPit bằng E3 và HML được tính bằng E4. + β4logBMRit+ β5logGROWTHit + εit (M2) Đối với mỗi quan sát công ty- năm t, các COEit= α o + β 1NoEsit + β 2Betait + β 3logMCAPit tham số của mô hình được ước tính bằng + β4logBMRit+ β5logGROWTHit + εit (M3) cách sử dụng dữ liệu hàng ngày trong năm Mô hình 1 (M1) là mô hình cơ sở với thông t-1. Sau đó, nhóm tác giả thêm lợi nhuận thị tin kế toán truyền thống (ví dụ: vốn hóa thị trường và lãi suất phi rủi ro cho năm t vào trường và hệ số giá trị sổ sách/giá trị thị hồi quy Fama và French để tính lợi nhuận trường) là biến giải thích chính. Mô hình kỳ vọng. 2 (M2) được sử dụng để kiểm tra mức độ liên quan của giá trị khi được theo dõi bởi 3.3. Ước tính số lượng nhà phân tích một nhà phân tích (Giả thuyết 1). Mô hình 3 (M3) là kiểm tra ảnh hưởng của mức độ Nhóm tác giả thu thập dữ liệu số lượng nhà đảm bảo của nhà phân tích chi phí vốn chủ phân tích từ cơ sở dữ liệu toàn cầu của S&P sở hữu (Giả thuyết 2). Cả ba mô hình đều tại website: bao gồm biến quy mô công ty đã chọn và Trên cơ sở dữ liệu này, số lượng các đối các biến kiểm soát triển vọng trong tương tượng đóng góp bao trùm là một thước đo lai. Định nghĩa của tất cả các biến được dữ liệu vô hướng, có nghĩa là chỉ giá trị trình bày trong Bảng 3. Để hỗ trợ cho việc hiện tại mới có sẵn. Theo đề xuất từ ​​S&P tính toán, tác giả sử dụng phần mềm phân toàn cầu, nhóm nghiên cứu sử dụng số tích định lượng Stata 14. lượng nhà phân tích đưa ra dự đoán doanh Mô hình tác động cố định (FEM) sẽ khám 76 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021
8. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ phá mối quan hệ giữa các biến số dự đoán nhằm xem xét liệu tác động của số lượng và kết quả trong một doanh nghiệp. Mỗi nhà phân tích theo dõi đến chi phí vốn chủ doanh nghiệp có những đặc điểm riêng biệt sở hữu có bị thay đổi khi sử dụng các thang có thể hoặc không thể ảnh hưởng đến biến đo và phương pháp đo lường khác nhau. dự báo. Mô hình FEM cho rằng điều gì đó Kết quả của mô hình là vững nếu dấu và bên trong cá nhân có thể tác động hoặc làm mức độ ý nghĩa của các mô hình thay thế về sai lệch biến dự báo hoặc biến kết quả và cơ bản là giống với mô hình gốc. cần phải kiểm soát điều này (Borenstein và cộng sự, 2009). Không giống như FEM, mô 4. Kết quả hồi quy hình tác động ngẫu nhiên (REM) giả định rằng sự thay đổi giữa các doanh nghiệp là 4.1. Thống kê mô tả ngẫu nhiên và không tương quan với các biến dự báo hoặc biến phụ thuộc trong mô Bảng 4 cung cấp thống kê mô tả về các thước hình. Để quyết định FEM hay REM, nhóm đo chi phí vốn chủ sở hữu và các biến hồi nghiên cứu chạy kiểm định Hausman, trong quy. Chi phí vốn được Vietstock đo lường đó Giả thuyết H0 là mô hình REM được lựa hàng ngày từ tháng 01/2013 đến tháng chọn. 12/2018. Các mô hình bao gồm mô hình Bên cạnh dó, để đảm bảo các kết quả mô CAPM và mô hình Fama French (1992), hình là vững, nhóm tác giả thực hiện việc và ước tính trung bình của chúng. Các biến thay thế các biến trong mô hình với các kiểm soát bao gồm Beta được ước tính từ biến đo lường theo phương pháp khác nhau mô hình hồi quy thị trường cho mỗi công ty Bảng 3. Định nghĩa các biến số Tên biến Định nghĩa Đo lường biến Nguồn Chi phí vốn chủ sở hữu của công ty i trong năm t: được tính bằng mô Chi phí vốn chủ sở Fama và French COEit hình CAPM, mô hình Fama French, hữu (1992) và thước đo trung bình sử dụng dữ liệu của năm trước Biến giả thể hiện việc Bằng 0 nếu công ty i không có Chan và Hameed, ACit công ty được nhà chuyên gia phân tích theo dõi tại 2006 phân tích theo dõi năm t, bằng 1 nếu ngược lại. Số lượng các nhà phân tích cung Số lượng ước tính Chan và Hameed, NoEsit cấp ước tính doanh thu trong năm t doanh thu 2006 của công ty i. Beta được ước tính bằng cách sử Botosan và Betait Beta dụng lợi nhuận hàng ngày trong 1 Plumlee (2002) năm trước Giá trị logarit của vốn hóa thị trường Botosan và logMCAPit Vốn hóa thị trường của công ty i vào cuối năm t Plumlee (2002) Giá trị logarit của hệ số giá trị sổ Hệ số giá trị sổ sách/ Botosan và logBMRit sách/giá trị thị trường của công ty i giá trị thị trường Plumlee (2002) vào cuối năm t Giá trị logarit của tăng trưởng Botasan và logGROWTHit Tỉ lệ tăng trưởng doanh thu của công ty i trong năm t Plumlee, 2002 so với năm t-1 Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 77
9. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Bảng 4. Thống kê mô tả về chi phí vốn chủ sở hữu và các biến hồi quy Số Trung Độ lệch Thấp Cao Phân vị Phân vị Biến quan Trung vị bình chuẩn nhất nhất thứ 1 thứ 3 sát COEavr 213 0,122 0,159 0 0,823 0,015 0,062 0,157 COEcapm 213 0,114 0,149 0 0,751 0,017 0,054 0,154 COEfama 213 0,129 0,175 0 0,894 0 0,075 0,173 Beta 213 0,845 0,431 -0,309 2,064 0,548 0,798 1,101 AC 213 0,816 0,387 0 1 1 1 1 NoEs 213 2,342 2,009 0 8 1 2 4 logMCAP 213 15,746 1,591 11,587 19,527 14,645 15,591 16,844 logBMR 213 -0,421 0,589 -2,539 1,183 -0,763 -0,402 -0,002 logGROWTH 213 -1,728 1,164 -4,962 1,508 -2,354 -1,754 -1,044 Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả về lợi nhuận hàng ngày trong một năm qua hai thước đo COE khác nhau và ước tính (Beta), Biến giả về việc công ty được theo trung bình của chúng. Kết quả kiểm định dõi bởi nhà phân tích (AC), số lượng nhà Hausman đối với cả ba mô hình cho giá phân tích ước tính doanh thu tương lai của trị P< 0,05, cho thấy rằng FEM là phù hợp công ty (NoEs), logarit vốn hóa thị trường hơn. Sau đó, kiểm định phương sai sai số (logMCAP), logarit hệ số giá trị sổ sách/giá thay đổi bằng lệnh xttest3 được sử dụng trị thị trường (logBMR), logarit tăng trưởng cho mô hình hồi quy. Giá trị P< 0,05 cho doanh thu trong năm qua (logGROWTH). thấy sự hiện diện của phương sai sai số thay Chi phí vốn chủ sở hữu trung bình theo mô đổi. Do đó, nhóm tác giả sử dụng tùy chọn hình CAPM và Fama French lần lượt là ‘chuẩn mạnh’ để thu được sai số chuẩn 11,4% và 12,9%. COE trung bình (COEavr) mạnh- phương sai sai số thay đổi. trên 2 mô hình trong các năm 2013 - 2018 Mô hình (2) cho thấy ảnh hưởng của sự hiện là 12,2% đối với cỡ mẫu trung bình là 213 diện nhà phân tích theo dõi (AC) đối với chi doanh nghiệp-năm. Số lượng nhà phân tích phí vốn chủ sở hữu của doanh nghiệp. Kết cao nhất theo dõi một công ty trong một quả chỉ ra rằng việc có sự đảm bảo của nhà năm là 8, trong khi con số thấp nhất là 0. phân tích sẽ làm giảm chi phí vốn chủ sở Các công ty mẫu trung bình có 2,34 nhà hữu trong mọi trường hợp. Như kỳ vọng, phân tích theo dõi. Beta trung bình là việc có nhà phân tích theo dõi doanh nghiệp 0,845, logarit vốn hóa thị trường trung giúp nhà đầu tư có thêm thông tin cũng như bình là 15,746, hệ số giá trị sổ sách/giá trị hiểu rõ hơn về các thông tin được cung thị trường trung bình là - 0,421 và tốc độ cấp của doanh nghiệp, giảm bớt sự bất cân tăng trưởng doanh thu trung bình là -1,728. xứng thông tin giữa các nhà đầu tư, do đó giảm tỷ suất sinh lợi yêu cầu của họ. Độ lớn 4.2. Kết quả hồi quy của hệ số dao động từ -0,08 đến -0,11 và có ý nghĩa ở mức 1% và 5%. Bảng 6 mô tả kết quả của hồi quy dữ liệu Trong bước tiếp theo, nhóm nghiên cứu bảng tác động cố định bằng cách sử dụng tìm hiểu xem việc tăng số lượng các nhà 78 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021
10. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ Bảng 5. Ma trận tương quan (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) COEavr 1 - - - - - - - - COEcapm 0,960 1 - - - - - - - COEfama 0,973 0,932 1 - - - - - - AC -0,025 -0,022 0,027 1 - - - - - NoEs -0,133 -0,105 -0,072 0,553 1 - - - - Beta 0,210 0,343 0,207 0,055 0,098 1 - - - logMCAP 0,191 0,193 0,249 0,377 0,509 0,298 1 - - logBMR -0,173 -0,127 -0,205 -0,249 -0,352 0,016 -0,559 1 - logGROWTH 0,051 0,061 0,087 -0,041 0,002 -0,049 0,002 0,059 1 Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả phân tích đảm bảo có giảm chi phí vốn hơn hàng năm được tính toán từ hai thước đo nữa hay không. Kết quả cho thấy số lượng COE (CAPM, Fama French và mức trung nhà phân tích (NoEs) có tác động ngược bình của chúng). Biến kiểm soát bao gồm chiều và có ý nghĩa đối với các thước đo Beta được ước tính từ mô hình hồi quy thị COE, phù hợp với dự đoán lý thuyết của trường cho mỗi công ty về lợi nhuận hàng Easley và O’Hara (2004). Vì các ước lượng ngày trong một năm qua (Beta), Biến giả trung bình thường chuẩn mạnh hơn và chính về nhà phân tích theo dõi (AC), số lượng xác hơn theo thực nghiệm, nên cần nhấn nhà phân tích ước tính doanh thu tương mạnh giá trị trung bình của COE khi giải lai của công ty (NoEs), logarit vốn hóa thị thích kết quả (He và cộng sự, 2015). Kết trường (logMCAP), logarit hệ số giá trị sổ quả đều chuẩn mạnh trên tất cả các ước tính sách/giá trị thị trường (logBMR), logarit COE. Độ lớn của hệ số dao động từ -0,037 tăng trưởng doanh thu trong năm qua đến -0,047 và có ý nghĩa ở mức 1%. (logGROWTH). Các dấu sao T được trình Các dấu hiệu của beta (có ý nghĩa tích bày in nghiêng bên dưới các ước tính hệ số. cực ở mức 1% và 5%) là giống như kỳ vọng. Các dấu hiệu về vốn hóa thị trường 4.3. Phân tích độ nhạy (LogMCAP) (có ý nghĩa tích cực ở mức 1%, 5% và 10%) cho thấy quy mô của công ty Trong phần này, nhóm tác giả ước lượng có tác động thuận chiều đến tỷ suất sinh lời mô hình với các biến đo lường thay thế yêu cầu của nhà đầu tư đối với vốn chủ sở khác nhằm đảm bảo kết quả hồi quy là hữu. Kết quả này phù hợp với Minh & Bich vững, các thay thế đó bao gồm: (i) thay (2015), Toan và cộng sự (2015). Tỷ lệ tăng thế biến độc lập và biến kiểm soát bằng trưởng (logGROWTH) có tác động thuận chỉ số đại diện khác của chúng, và (ii) sử chiều và có ý nghĩa đối với COEcapm và dụng phương pháp khác nhau để tính toán COEfama. Có thể giải thích rằng nhà đầu chi phí vốn chủ sở hữu. Thứ nhất, nghiên tư yêu cầu tăng tỷ suất sinh lợi gia tăng cho cứu đã thay thế giá trị thị trường bằng tổng khoản đầu tư của họ. tài sản để làm đại diện cho quy mô doanh Mô hình hồi quy với biến phụ thuộc là nghiệp. Thứ hai, thay vì số lượng ước tính chi phí vốn chủ sở hữu của mỗi công ty doanh thu, số lượng ước tính EBIT được sử Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 79
11. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Bảng 6. Kết quả ước tính hồi quy COEcapm COEfama COEavr Biến M1 M2 M3 M1 M2 M3 M1 M2 M3 -0,091 -0,080 -0,110 AC -3,88 -2,56 -3,29 -0,037 -0,042 -0,047 NoEs -4,19 -4,13 -4,15 0,091 0,079 0,094 0,039 0,029 0,044 0,048 0,035 0,052 Beta 2,60 2,35 2,82 0,98 0,474 1,07 1,10 0,82 1,24 0,034 0,066 0,109 0,055 0,084 0,139 0,017 0,051 0,110 logMCAP 2,52 3,65 4,34 2,22 2,87 3,89 0,77 1,95* 3,31 -0,041 -0,033 0,026 -0,028 -0,021 0,047 -0,070 -0,061 0,014 logBMR -1,32 -1,04 0,66 -0,81 -0,59 I1,07 -1,90* -1,76* 0,31 0,015 0,012 0,013 0,021 0,019 0,020 0,016 0014 0,016 logGROWTH 1,81* 1,38 1,56 2,06 1,85* 2,02 1,53 1,29 1,50 - 0,497 -0,911 -1,558 -0,758 -1,127 -1,953 -0,202 -0,065 -1,534 Constants -2,19 -3,19 -4,13 -1,86* -2,46 -3,55 -0,56 -1,58 -3,02 Số quan sát 213 213 213 213 213 213 213 213 213 R2 điều 0,17 0,12 0,20 0,13 0,11 0,18 0,10 0,15 0,17 chỉnh Nguồn: Tính toán của tác giả *, , : biểu thị ý nghĩa thống kê hai phía lần lượt ở các mức 10%, 5% và 1% dụng để kiểm tra độ chuẩn mạnh. giao dịch, trong đó có chi phí vốn chủ sở Để tính toán chi phí vốn chủ sở hữu hữu, cần được cải thiện tại Việt Nam. Bài theo các phương pháp khác nhau; nhóm nghiên cứu kiểm định xem liệu sự xuất hiện tác giả thực hiện một số thay đổi: (1) sử của nhà phân tích theo dõi hoạt động của dụng dữ liệu lợi nhuận cổ phiếu hàng tháng công ty, và số lượng nhà phân tích theo dõi trong vòng 5 năm; (2) sử dụng lãi suất phi có làm giảm chi phí vốn chủ sở hữu hay rủi ro 5 năm và dữ liệu lợi nhuận thị trường không. Bằng cách sử dụng dữ liệu bảng từ trong 5 năm; (3) loại bỏ COE âm; và (4) sử danh sách 37 công ty niêm yết trên TTCK dụng mô hình PEG và Mô hình tăng trưởng Việt Nam trong vòng 6 năm từ 2013 đến Gorden (hai mô hình sử dụng dữ liệu dự 2018, nghiên cứu này phát hiện ra rằng có báo của nhà phân tích để xây dựng chi phí mối liên hệ giữa chi phí vốn chủ sở hữu và sự vốn chủ sở hữu thay vì dữ liệu lịch sử). Khi xuất hiện của nhà phân tích (Giả thiết H1), xem xét sơ bộ kết quả ước lượng của tất cùng với đó, công ty có số lượng nhà phân cả các kiểm định chuẩn mạnh ở trên, nhóm tích theo dõi nhiều hơn sẽ có chi phí vốn nghiên cứu thấy rằng kết quả chính vẫn phù chủ sở hữu thấp hơn (Giả thiết H2). Những hợp với các thước đo khác nhau của các kết quả này cho thấy rằng, để thúc đẩy sự biến phụ thuộc và biến độc lập. phát triển TTCK trong tương lai, các nhà hoạch định chính sách không chỉ yêu cầu 5. Kết luận tăng tính minh bạch các thông tin cung cấp bởi các công ty niêm yết mà còn phải tạo Với mục tiêu phát triển TTCK trong dài môi trường tốt hơn cho các nhà phân tích. hạn, độ minh bạch thông tin và chi phí Hạn chế của nghiên cứu này là mẫu nghiên 80 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021
12. TRƯƠNG HOÀNG DIỆP HƯƠNG - LÊ THỊ HƯƠNG TRÀ cứu chỉ giới hạn trên phạm vi TTCK Việt đề này, hướng nghiên cứu tiếp theo sẽ mở Nam trong khoảng thời gian khá dài. Điều rộng phạm vi nghiên cứu, tăng cỡ mẫu hoặc này dẫn tới việc cỡ mẫu dùng để nghiên rút ngắn giai đoạn nghiên cứu ■ cứu là tương đối nhỏ. Để khắc phục vấn Tài liệu tham khảo Alford, A., and P. Berger, 1999, A simultaneous equation analysis of forecast accuracy, analyst following, and trading volume, Journal of Accounting, Auditing and Finance 14, pp. 219–246. Bae, K., H. Tan, and M. Welker, 2008, International GAAP differences: The impact on foreign analysts, The Accounting Review 83, pp. 593–628. Barth, M. E., and A. P. Hutton, 2004, Analyst earnings forecast revisions and the pricing of accruals, Review of Accounting Studies 9, pp. 59–96. Botosan, C. A. (2006). Disclosure and the cost of capital: what do we know? Accounting and business research, 36 (sup1), 31-40. Botosan, C. A., & Plumlee, M. A. (2002). A reexamination of disclosure level and expected cost of equity capital. Journal of Accounting Research, 40, 21-40 orenstein, L. V,, Hedges, J. P.T., H. và Rothstein, H.R. (2009). Introduction to Meta-Analysis. John Wiley & Sons, Ltd. ISBN: 978-0-470-05724-7 Bowen, R., Chen, X., and Cheng, Q., 2008, Analyst coverage and the cost of raising equity capital: Evidence from underpricing of seasoned equity offerings, Contemporary Accounting Research, 25 (3), pp. 657-700, Research Collection School of Accountancy Brennan, M., and A. Subrahmanyan, 1995, Investment analysis and price formation in securities markets, Journal of Financial Economics 38, pp. 361–381. Bushman, R. M., and A. J. Smith, 2001, Financial accounting information and corporate governance, Journal of Accounting and Economics 32, pp. 237–333. Cấn Văn Lực, 2020. Thị trường chứng khoán Việt Nam cần có tầm nhìn và hành động đúng để sớm nâng hạn. Tạp chí Tài chính. Truy cập tại: nhin-va-hanh-dong-dung-de-som-nang-hang-325748.html Chan, K., and A. Hameed, 2006, Stock price synchronicity and analyst coverage in emerging markets, Journal of Financial Economics 80, pp. 115–147. Chen, T., J. Harford, and C. Lin, 2015, Do analysts matter for governance? Evidence from natural experiments, Journal of Financial Economics 115, pp. 383–410. Fama, E., and French, K., 1992, The Cross-Section of Expected Stock Returns, accessed at com/doi/full/10.1111/j.1540-6261.1992.tb04398.x Frankel, R., S. P. Kothari, and J. Weber, 2006, Determinants of the informativeness of analysts’ research, Journal of Accounting and Economics 41, pp. 29–45. Fu, Renhui & Kraft, Arthur & Zhang, Huai, 2012, Financial reporting frequency, information asymmetry, and the cost of equity, Journal of Accounting and Economics, Elsevier, vol. 54(2), pp 132-149. Gleason, C. A., and C. M. Lee, 2003, Analyst forecast revisions and market price discovery, The Accounting Review 78, pp. 193–225. He, H., and Lin, Z., 2015, Analyst Following, Information Environement and Value Relevance of Comprehensive Income: Evidence from China, Asia Pacific, Journal of Financial Studies (44), pp 688-720 He, W.P., Lepone, A. and Leung, H., 2013. Information asymmetry and the cost of equity capital. International Review of Economics & Finance, 27, pp.611-620. Hilary, G., and R. Shen, 2013, The role of analysts in intra-industry information transfer, The Accounting Review 88, pp. 1265–1287. Hong, H., and J. Kubik, 2003, Analyzing the analysts: Career concerns and biased earnings forecast, Journal of Finance 58, pp. 313–351. Hong, H., T. Lim, and J. Stein, 2000, Bad news travels slowly: Size, analyst coverage and the profitability of momentum strategies, Journal of Finance 55, pp. 265–295. Lang, M.K., 2008, Analyst Following, Information Asymmetry and Cost of Capital: A Discussion of Bowen, Chen and Cheng (2008), Contemporary Accounting Review. Kenneth R. French, 2021. Truy cập tại: Lang, M., K. Lins, and D. Miller, 2003, ADRs, analysts, and accuracy: Does cross listing in the United States improve a firm’s information environment and increase market value? Journal of Accounting Research 41, pp. 317–345. Số 231- Tháng 8. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 81
13. Số lượng nhà phân tích theo dõi và chi phí vốn chủ sở hữu của các doanh nghiệp niêm yết tại Việt Nam Lys, T., and S. Sohn, 1990, The association between revisions of financial analysts’ earnings forecasts and security price changes, Journal of Accounting and Economics 13, pp. 341–363. O’Brien, P., and R. Bhushan, 1990, Analyst following and institutional ownership, Journal of Accounting Research 28, pp. 55–76. Merton, R. C., 1987, A simple model of capital market equilibrium with incomplete information, Journal of Finance 42, pp. 483–510. Zhang, G. 2001. Private information production, public disclosure, and the cost of capital: Theory and implications. Contemporary Accounting Research 18 (2): 363-84. Ủy ban Chứng khoán Nhà nước, 2021. Quy mô thị trường. Truy cập tại: vi/vimenu/vipages_vithongtinthitruong/thongkettck;jsessionid=jQRDghYN1ljYvGb06Tcvc1QryLGj qYtLY2TQYlpDy1YJW2Tpvpv9!1648237570!419312669?_afrLoop=5575584180000&_afrWindow- Mode=0&_afrWindowId=null#%40%3F_afrWindowId%3Dnull%26_afrLoop%3D5575584180000%26_ afrWindowMode%3D0%26_adf.ctrl-state%3D5i5fy2vgk_4 Quyết định số 242/QĐ-TTg ngày 28/2/2019 của Thủ tướng Chính phủ phê duyệt đề án “Cơ cấu lại thị trường chứng khoán và thị trường bảo hiểm đến năm 2020 và định hướng đến năm 2025”. S&P Capital IQ, 2021, truy cập tại: tiếp theo trang 39 daily). This, afterward, will provide con- management firms; (2) encourage the es- siderably strong sources of proxies for the tablishment of ETFs by, (2a) encouraging quantitative approach with event study and big brokerage firms to be proactive autho- other econometric models to provide more rized participants in the primary market of objective evaluations. ■ ETFs to support the creation and liquidity of ETF certificates, (2b) offering favour- able tax policy such as tax-exempt for ETF certificate redemption in the primary market as seen in international markets since these redemption trades are exclu- sively done by exchanging sets of assets, no cash involved; (3) assist end-investors with clarity on the specifics of exchange traded products to avoid exposure to the creditworthiness of the issuer of the under- lying debt. This paper, due to limited access to the internal database, has just tapped on the volatility of Vietnam’s investment funds in aspects of NAV changes and divergence of fund shares’ market price from their NAV along with fragmented data on fund flows. For the inherent features of funds with periodically varying capital inflows, outflows, and fund holdings, the assess- ment on investment funds’ volatility could be remarkably stronger if a closer look at those aspects is taken with a wide range of higher frequency datasets (monthly, 82 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 231- Tháng 8. 2021