Khóa luận Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama - French trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

143 trang thiennha21 25/04/2022 3170

Download

Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Khóa luận Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama - French trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

khoa_luan_kiem_dinh_mo_hinh_3_nhan_to_fama_french_tren_so_gi.pdf

Nội dung text: Khóa luận Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama - French trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

ĐẠI HỌC HUẾ TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH 3 NHÂN TỐ FAMA – FRENCH TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP. HỒ CHÍ MINH Trường Đại học Kinh tế Huế Sinh viên: Mai Thị Thùy Trang Lớp: K49A Tài chính Khóa học 2015 – 2019 - 1 -
ĐẠI HỌC HUẾ TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH 3 NHÂN TỐ FAMA – FRENCH TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TP. HỒ CHÍ MINH Giáo viên hướng dẫn: Ths. Bùi Thành Công TrườngSinh viên Đại thực hi ện:học MaiKinh Thị Thùy tế Trang Huế Lớp: K49A Tài chính Niên khóa: 2015 - 2019 - 2 -
Huế, tháng 12 năm 2018 Trường Đại học Kinh tế Huế - 3 -
LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài luận văn tốt nghiệp này là công trình nghiên cứu thực sự của cá nhân tôi và được thực hiện dưới sự hướng dẫn của Thạc sĩ Bùi Thành Công. Các số liệu và kết quả nghiên cứu trình bày trong luận văn là hoàn toàn trung thực và chưa từng được công bố ở các nghiên cứu khác. Huế, tháng 12 năm 2018 Sinh viên Mai Thị Thùy Trang Trường Đại học Kinh tế Huế i
LỜI CẢM ƠN Được sự phân công của quý thầy cô khoa Tài chính – Ngân hàng, trường Đại học Kinh tế Huế, sau gần 3 tháng nỗ lực, em đã hoàn thành Khóa luận tốt nghiệp “Kiểm định mô hình 3 nhân tố FAMA – FRENCH trên sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh” Để thực hiện và hoàn thành bài luận văn này, ngoài sự nổ lực của bản thân thì em đã nhận được rất nhiều sự giúp đỡ và động viên. Lời đầu tiên em xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Ban giám hiệu nhà Trường cùng toàn thể quý thầy cô giáo Trường Đại học Kinh tế Huế, những người đã dạy dỗ, và truyền giảng những kiến thức bổ ích, quý báu cho em trong suốt những năm tháng học tập tại trường. Em xin cảm ơn quý thầy, cô giáo khoa Tài chính – Ngân hàng, đặc biệt là Thầy Bùi Thành Công, là người đã trực tiếp hướng dẫn, giúp đỡ, cũng như đóng góp ý kiến bổ ích cho em trong suốt quá trình thực hiện bài khóa luận với kết quả như mong đợi. Trong bài báo cáo thực tập nghề nghiệp này, mặc dù bản thân đã cố gắng nỗ lực hết mình để giải quyết các yêu cầu và mục đích đặt ra, xong do kiến thức và kinh nghiệm thực tế còn hạn chế nên không thể tránh khỏi những thiếu sót. Em rất mong nhận được sự chỉ bảo, bổ sung, đóng góp ý kiến của quý thầy cô giáo để bài báo cáo của em được hoàn thiện hơn. EmTrườngxin chân thành cả mĐại ơn. học Kinh tế Huế Huế, tháng 12 năm 2018 Sinh viên ii
Mai Thị Thùy Trang TÓM TẮT NGHIÊN CỨU Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm định sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama-French trên sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi chỉ số thị trường (VN-Index) và giá của 196 cổ phiếu được niêm yết trên sàn HOSE theo thời gian với tần suất tháng (Monthly series) trong giai đoạn từ ngày 2/7/2012 đến 2/7/2018. Để kiểm định sự phù hợp của mô hình, tác giả đã kế thừa bài nghiên cứu của các tác giả: Bùi Minh Khang năm 2016 và Hoàng Thị Lan Vy năm 2014, Kết quả nghiên cứu cho thấy 3 nhân tố phần bù rủi ro thị trường, quy mô công ty và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được sự thay đổi TSSL của DMĐT gồm 196 cổ phiếu trên sàn HOSE. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama – French ở nhiều nước trên thế giới. Hay nói cách khác, mô hình 3 nhân tố Fama – French phù hợp trong việc giải thích sự thay đổi lợi nhuận của các cổ phiếu niêm yết trên sàn HOSE. Trường Đại học Kinh tế Huế iii
DANH MỤC CÁC KÍ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT STT Viết tắt Danh mục 1 NĐT Nhà đầu tư 2 KLGD Khối lượng giao dịch 3 TPCP Trái phiếu chính phủ 4 VN-Index Chỉ số thị trường chứng khoán của Việt Nam 5 HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội 6 IMF Qũy tiền tệ quốc tế 7 TSSL Tỷ suất sinh lợi 8 Mô hình CAPM Mô hình định giá tài sản vốn 9 TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh 10 TTCK Thị trường chứng khoán 11TrườngHOSE ĐạiSàn học giao dị chKinh chứng khoán tế thành Huế phố Hồ Chí Minh 12 DMĐT Danh mục đầu tư 13 TTGDCK Trung tâm giao dịch chứng khoán 14 NHTM Ngân hàng thương mại iv
15 α Alpha 16 β Beta MỤC LỤC LỜI CẢM ƠN ii TÓM TẮT NGHIÊN CỨU iii DANH MỤC CÁC KÍ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT iv DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ ix DANH MỤC BẢNG BIỂU x DANH MỤC PHỤ LỤC xi PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ 1 1.1. Lý do chọn đề tài 1 1.2. Mục tiêu nghiên cứu 2 1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 3 1.4. Phương pháp nghiên cứu 3 1.5. Dữ liệu sử dụng 4 1.6. Kết cấu khóa luận 4 PHẦNTrường II: NỘI DUNG VÀ Đại KẾT QU ẢhọcNGHIÊN Kinh CỨU tế Huế 6 Chương 1: Cơ sở lý luận về mô hình 3 nhân tố Fama – French 6 1.1. Tổng quan lý thuyết về chứng khoán 6 1.1.1. Khái niệm 6 v
1.1.2. Đặc điểm cơ bản của chứng khoán 6 1.1.3. Phân loại chứng khoán 7 1.1.4. Chức năng của TTCK 7 1.1.5. Những rủi ro khi đầu tư chứng khoán 8 1.2. Giá chứng khoán và các yếu tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán 8 1.2.1. Vai trò của định giá trong việc đưa ra quyết định đầu tư 8 1.2.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán 9 1.2.2.1. Nhóm yếu tố kinh tế 10 1.2.2.2. Nhóm yếu tố phi kinh tế 11 1.2.2.3. Nhóm yếu tố thị trường 11 1.3. Một số mô hình định giá chứng khoán 12 1.3.1. Mô hình định giá tài sản vốn CAPM 12 1.3.1.1. Các giả định của mô hình 12 1.3.1.2. Mô hình CAPM với nhân tố phần bù rủi ro thị trường 13 1.3.2. Mô hình Fama – French 3 nhân tố 15 1.3.2.1. Sự ra đời của mô hình Fama – French 3 nhân tố 15 1.3.2.2. Giới thiệu mô hình Fama – French 3 nhân tố 16 1.3.3. So sánh mô hình Fama – French 3 nhân tố và mô hình định giá tài sản vốn CAPMTrường18 Đại học Kinh tế Huế 1.4. Mô hình nghiên cứu 18 Chương 2: Kiểm định mô hình 3 nhân tố FAMA- FRENCH trên Thị trường chứng khoán Việt Nam 25 vi
2.1. Giới thiệu về TTCK Việt Nam 25 2.1.1. Lịch sử hình thành TTCK Việt Nam 25 2.1.2. Các giai đoạn phát triển của TTCK Việt Nam 26 Giai đoạn 2000 – 2005 26 Giai đoạn 2006 – 2011 28 Giai đoạn 2012 – Quý 3 năm 2018 30 2.2. Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French trên TTCK Việt Nam 34 2.2.1. Kết quả mô hình hồi quy 34 2.2.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng 34 2.2.1.2. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến 37 2.2.2. Kết quả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French 38 2.2.2.1. Kết quả hồi quy cho 11 danh mục được thiết lập (BL, BM, BH, SL, SM, SH, B, S, H, M, L) 38 2.2.2.1.1. Kết quả hồi quy danh mục BL 38 2.2.2.1.2. Kết quả hồi quy danh mục BM 40 2.2.2.1.3. Kết quả hồi quy danh mục BH 41 2.2.2.1.4. Kết quả hồi quy danh mục SL 43 2.2.2.1.5. Kết quả hồi quy danh mục SM 44 2.2.2.1.6.TrườngKết quả hồ i Đạiquy danh họcmục SH Kinh tế Huế 46 2.2.2.1.7. Kết quả hồi quy danh mục B 47 2.2.2.1.8. Kết quả hồi quy danh mục S 49 2.2.2.1.9. Kết quả hồi quy danh mục H 50 vii
2.2.2.1.10. Kết quả hồi quy danh mục M 52 2.2.2.1.11. Kết quả hồi quy danh mục L 53 2.2.2.2. Kiểm định tự tương quan 57 2.2.2.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi 59 2.2.2.4. Kiểm định tính ổn định của mô hình 60 2.2.3. Những cân nhắc khi sử dụng mô hình 3 nhân tố Fama – French 61 CHƯƠNG 3: THẢO LUẬN KẾT QUẢ 63 PHẦN III: KẾT LUẬN 65 1. Kết luận 65 2. Hạn chế của đề tài 65 3. Hướng phát triển của đề tài 66 TÀI LIỆU THAM KHẢO 68 1. Tài liệu 68 2. Trang web 69 PHỤ LỤC 70 Trường Đại học Kinh tế Huế viii
DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ Hình 1.1: Đường thị trường chứng khoán (SML) 14 Biểu đồ 2.1: Chỉ số VN -I ndex giai đoạn 2000 – 2005 26 Biểu đồ 2.2: Chỉ số VN – Index giai đoạn 2006 – 2011 228 Biểu đồ 2.3: Chỉ số VN – Index giai đoạn 2012 – Quý 3 năm 2018 30 Trường Đại học Kinh tế Huế ix
DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1.1: Các danh mục được thiết lập 20 Bảng 2.1: Kiểm định tính dừng kết quả các biến Rm, SMB, HML và các chuỗi S, M, B, H, M, L, BH, BM, BL, SH, SM, SL 35 Bảng 2.2: Ma trận tương quan giữa các biến Rm, SMB, HML 37 Bảng 2.3: Kết quả hồi quy danh mục BL 39 Bảng 2.4: Kết quả hồi quy danh mục BM 40 Bảng 2.5: Kết quả hồi quy danh mục BH 42 Bảng 2.6: Kết quả hồi quy danh mục SL 43 Bảng 2.7: Kết quả hồi quy danh mục SM 45 Bảng 2.8: Kết quả hồi quy danh mục SH 46 Bảng 2.9: Kết quả hồi quy danh mục B 48 Bảng 2.10: Kết quả hồi quy danh mục S 49 Bảng 2.11: Kết quả hồi quy danh mục H 51 BảngTrường 2.12: Kết quả hồi quyĐại danh mhọcục M Kinh tế Huế 52 Bảng 2.13: Kết quả hồi quy danh mục L 54 Bảng 2.14: Ảnh hưởng của các nhân tố lên TSSL của 11 danh mục 55 Bảng 2.15: Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey (BG) của 11 mô hình 58 x
Bảng 2.16: Kiểm định White của 11 danh mục 59 Bảng 2.17: Kiểm tra tính ổn định của mô hình 60 DANH MỤC PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: Tên 196 cổ phiếu và tên công ty tương ứng 70 PHỤ LỤC 2: Chỉ số VN-Index từ 7/2012 đến 7/2018 88 PHỤ LỤC 3: Lãi suất phi rủi ro từ 7/2012 đến 7/2018 89 PHỤ LỤC 4: Kết quả kiểm định tính dừng 90 PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TỰ TƯƠNG QUAN 101 1. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục BL: 101 2. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục BM: 102 3. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục BH: 103 4. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục SL: 104 5. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục SM: 104 7. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục B: 106 8. KTrườngết quả kiểm định tựĐạitương quan học danh m Kinhục S: tế Huế 107 9. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục H: 108 10. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục M: 109 11. Kết quả kiểm định tự tương quan danh mục L: 110 PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH PHƯƠNG SAI SAI SỐ THAY ĐỔI 110 xi
1. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục BL: 110 2. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục BM: 111 3. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục BH: 112 4. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục SL: 113 5. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục SM: 114 6. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục SH: 115 7. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi danh mục B: 116 PHỤ LỤC 7: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH ỔN ĐỊNH CỦA MÔ HÌNH 121 Trường Đại học Kinh tế Huế xii
PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ 1.1. Lý do chọn đề tài Với sự phát triển mạnh mẽ của nền kinh tế thế giới, sự vươn lên không ngừng của các nước trên tất cả các lĩnh vực. Đặt nước ta vào trong bối cảnh phải tiến hành nhiệm vụ trong thời đại mới, đó là Công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước. Muốn thực hiện được nhiệm vụ đó thành công, tăng trưởng kinh tế bền vững, tránh tụt hậu với các nước thì phải cần nguồn vốn lớn, chính điều đó, việc hình thành và phát triển của Thị trường chứng khoán là việc làm cấp bách. Thực tế phát triển ở các quốc gia trên thế giới hiện nay đã khẳng định vai trò quan trọng của Thị trường chứng khoán đối với sự phát triển của nền kinh tế. Không nằm ngoài dòng chảy đó, sau 22 năm hình thành và phát triển, Thị trường chứng khoán Việt Nam cũng đang là một định chế tài chính không thể thiếu được của nền kinh tế, trở thành một kênh đầu tư mới hiệu quả, đồng thời là kênh huy động vốn bổ sung nguồn lực cho nền kinh tế. Vì vậy, chú trọng phát triển Thị trường chứng khoán cũng là một công cụ giúp nền kinh tế phát triển bền vững hơn. Tuy nhiên, chỉ mới hơn hai thập kỷ hình thành và đi vào hoạt động, Thị trường chứng khoán nước ta vẫn còn rất nhiều tồn tại, tiềm ẩn không ít rủi ro. Thực trạng Thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay cho thấy, một số nhà đầu tư đưa ra các quyết định đầu tư theo số đông hoặc chỉ dựa vào các khuyến nghị của các công ty chứng khoán mà không dựa vào các lý thuyết tài chính và các phân tích khoa học. Bên cạnh đó, với các biến động bất thường và khó đoán của Thị trường chứng khoán như hiện nay, cácTrường phương pháp đị nhĐại tính trở họcnên kém hiKinhệu quả và không tế thHuếể dự báo được tình hình biến động của thị trường khiến cho Nhà đầu tư gặp không ít khó khăn trong việc đưa ra các quyết định đầu tư. Do vậy, việc nghiên cứu và ứng dụng các lý thuyết đầu tư tài chính hiện đại áp dụng vào Thị trường chứng khoán Việt Nam hiện nay là hết sức quan trọng và cấp
bách. Mô hình 3 nhân tố Fama – French dường như là mô hình phù hợp nhất để áp dụng vào thị trường chứng khoán Việt Nam, vừa đơn giản, vừa thực tế và đã được ứng dụng rất nhiều Thị trường chứng khoán trên thế giới. Trên thực tế, đã có rất nhiều nghiên cứu trên thế giới về việc ứng dụng các lý thuyết đầu tư tài chính vào Thị trường chứng khoán, đặc biệt là các nghiên cứu thực nghiệm trên các Thị trường chứng khoán mới nổi như Việt Nam đã đem lại nhiều ý nghĩa thiết thực. Khẳng định tính đúng đắn và thực nghiệm của các mô hình. Với những lý do trên, cùng với việc nhận thức được tầm quan trọng của việc nghiên cứu mô hình đầu tư tài chính để áp dụng vào Thị trường chứng khoán Việt Nam, tôi đã quyết định nghiên cứu đề tài: “KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH 3 NHÂN TỐ FAMA – FRENCH TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH” 1.2. Mục tiêu nghiên cứu Mục tiêu chung: - Mục đích chính của Khóa luận này là kiểm định sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama – French với 196 cổ phiếu trên sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh trong giai đoạn từ ngày 2/7/2012 đến 2/7/2019. Từ đó, rút ra các kết luận liên quan và đưa ra một số khuyến nghị cho các NĐT. Mục tiêu cụ thể: - Hệ thống hóa các cơ sở lý thuyết về chứng khoán, Thị trường chứng khoán, sự Trườnghình thành, phát tri ểĐạin của Th ị họctrường ch ứKinhng khoán ở Vitếệt Nam Huế từ trước đến nay - Các cơ sở lý thuyết về mô hình 3 nhân tố Fama – French - Kiểm định sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama – French trên với các cổ phiếu TTCK Việt Nam
1.3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama – French đối với 196 cổ phiếu trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Phạm vi nghiên cứu: - Phạm vi không gian: Đề tài tiến hành kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. - Phạm vi thời gian: Thời gian nghiên cứu là 6 năm, từ 2/7/2012 đến 2/7/2018 1.4. Phương pháp nghiên cứu Khóa luận sử dụng một số phương pháp sau: Phương pháp thu thập số liệu: - Phương pháp sử dụng các thông tin sẵn có, quan sát, tìm kiếm. Tìm kiếm và sử dụng các bài khóa luận đã được thực hiện về đề tài liên quan để tìm hiểu thêm cách làm và các phương pháp nghiên cứu được thực hiện, từ đó, rút ra các nội dung cần lưu ý khi thực hiện đề tài. - Thu thập thông tin và số liệu từ các trang web: Và trên các tạp chí, sách báo, các bài nghiên cứu khoa học, từ đó hệ thống lại một cách có chọn lọc. - Phương pháp đối chứng, đối chiểu, nhập số liệu. Sau khi tìm kiếm và thu thập Trườngđược các số liệu cầ nĐại thiết, tiế nhọc hành đố i chiKinhếu so sánh tếsự đúng Huế sai để kết quả của nghiên cứu được chính xác nhất.
Phương pháp xử lý số liệu: - Phương pháp phân tích tỷ lệ: Là phương pháp rút ra các phân tích liên quan sau khi tính toán các tỷ lệ trong bài nghiên cứu: Lãi suất phi rủi ro, Lãi suất thị trường, Tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu, - Phương pháp mô tả các biến số, phân tích sự khác biệt, mối liên quan giữa các biến số. Được dùng để rút ra nhận xét sau khi có kết quả chạy mô hình từ phần mềm EVIEWS. - Phương pháp tổng hợp và so sánh với những số liệu thực tế, các bảng biểu cũng như đồ thị minh họa. - Phương pháp phân tích hồi quy đa biến, sử dụng các kiểm định White – test, Dickey – Fuller (ADF), thông qua sử dụng các phần mềm Eviews, Excel để xử lý số liệu. 1.5. Dữ liệu sử dụng Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu bao gồm chuỗi chỉ số VN-Index, lãi suất trái phiếu và giá của các cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE) theo thời gian với tần suất thán được thu thập trong khoảng thời gian từ 2/7/2012 – 2/7/2018. Chỉ số VN-Index và giá của các cổ phiếu được sử dụng trong nghiên cứu là chỉ số và giá đóng cửa phiên giao dịch vào ngày cuối tháng. Nếu ngày cuối cùng của tháng là ngày không giao dịch thì giá được lựa chọn là giá đóng cửa ngày cuối cùng có giao dịch trongTrường tháng. Đại học Kinh tế Huế 1.6. Kết cấu khóa luận Phần I: Đặt vấn đề Phần II: Nội dung và kết quả nghiên cứu
Chương 1: Cơ sở lý luận về mô hình 3 nhân tố Fama – French Chương 2: Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French với 196 cổ phiếu trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh Chương 3: Thảo luận kết quả Phần III: Kết luận Trường Đại học Kinh tế Huế
PHẦN II: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Chương 1: Cơ sở lý luận về mô hình 3 nhân tố Fama – French 1.1. Tổng quan lý thuyết về chứng khoán 1.1.1. Khái niệm Khái niệm chứng khoán: Theo Luật Chứng khoán sửa đổi năm 2010, Chứng khoán là bằng chứng xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở hữu đối với tài sản hoặc phần vốn của tổ chức phát hành. Chứng khoán được thể hiện dưới hình thức chứng chỉ, bút toán ghi sổ hoặc dữ liệu điện tử, bao gồm: Cổ phiếu, trái phiếu, chứng chỉ quỹ; Quyền mua cổ phần, chứng quyền, quyền chọn mua, quyền chọn bán, hợp đồng tương lai, nhóm chứng khoán hoặc chỉ số chứng khoán; Hợp đồng góp vốn đầu tư; Các loại chứng khoán khác do Bộ Tài chính quy định. Khái niệm thị trường chứng khoán: là một thị trường mà ở nơi đó người ta mua bán, chuyển nhượng, trao đổi chứng khoán nhằm mục đích kiềm lời. Tuy nhiên, đó có thể là thị trường chứng khoán tập trung hoặc phi tập trung. Có thể nói, thị trường chứng khoán là thị trường mang tính chất tự do nhất trong các loại thị trường, ở đó không có sự độc đoán can thiệp của Chính phủ, giá cả do cung cầu quyết định. 1.1.2. Đặc điểm cơ bản của chứng khoán - Tính thanh khoản (tính lỏng của tài sản): là khả năng chuyển đổi tài sản đó thành tiền mặt. - TrườngTính rủi ro: Chứng Đạikhoán là cáchọc tài sản tàiKinh chính mà giátế tr ị cHuếủa nó chịu tác động to lớn của rủi ro, bao gồm rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống. - Tính sinh lợi: Là khoản lợi tức được hưởng đối với người sở hữu trái phiếu và phần chênh lệch giá với chứng khoán.
1.1.3. Phân loại chứng khoán - Cổ phiếu: là loại chứng khoán xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở hữu đối với một phần vốn của tổ chức phát hành. - Trái phiếu: là loại chứng khoán xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở hữu đối với một phần vốn nợ của tổ chức phát hành. - Chứng chỉ quỹ: là loại chứng khoán xác nhận quyền sở hữu của NĐT đối với một phần vốn góp của quỹ đầu tư đại chúng. - Chứng khoán có thể chuyển đổi: là những chứng khoán cho phép người nắm giữ nó tùy chọn theo lựa chọn và trong những điều kiện nhất định có thể chuyển đổi thành một loại chứng khoán khác. Thông thường có cổ phiếu ưu đãi được chuyển thành cổ phiếu thường và trái phiếu được chuyển thành cổ phiếu thường. - Chứng khoán phái sinh: là loại tài sản tài chính có dòng tiền tương lai phụ thuộc vào giá trị của một hay một số tài sản cơ sở. Tài sản cơ sở có thể là hàng hóa, ngoại tệ, chứng khoán hoặc chỉ số chứng khoán. 1.1.4. Chức năng của TTCK - Huy động vốn đầu tư cho nền kinh tế: Khi các NĐT mua chứng khoán do các công ty phát hành, số tiền nhàn rỗi của họ được đưa vào hoạt động sản xuất kinh doanh và qua đó góp phần mở rộng sản xuất xã hội. Thông qua TTCK, Chính phủ và chính quyền ở các địa phương cũng huy động được các nguồn vốn cho mục đích sử dụng và đầu tư phát triển hạ tầng kinh tế, phục vụ các nhu cầu Trườngchung của xã hội. Đại học Kinh tế Huế - Cung cấp môi trường đầu tư cho công chúng: TTCK cung cấp cho công chúng một môi trường đầu tư lành mạnh với các cơ hội lựa chọn phong phú. Các loại chứng khoán trên thị trường rất khác nhau về tính chất, thời hạn và độ rủi ro,
cho phép các NĐT có thể lựa chọn loại hàng hóa phù hợp với khả năng, mục tiêu và sở thích của mình. - Phản ánh tình trạng của nền kinh tế: Các chỉ báo của TTCK phản ánh động thái của nền kinh tế một cách nhạy bén và chính xác. Gía các chứng khoán tăng lên cho thấy đầu tư đang được mở rộng, nền kinh tế tăng trưởng và ngược lại, giá chứng khoản giảm sẽ cho thấy các dấu hiệu tiêu cực của nền kinh tế. 1.1.5. Những rủi ro khi đầu tư chứng khoán Đầu tư chứng khoán là hoạt động đem lại lợi nhuận cao, nhưng đồng thời đi kèm với nhiều rủi ro lớn. Rủi ro trong đầu tư chứng khoán được hiểu là khả năng giá trị khoản đầu tư giảm, khiến NĐT thua lỗ. Rủi ro trong đầu tư chứng khoán được chia thành: Rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống - Rủi ro hệ thống: là rủi ro liên quan đến cả thị trường và mọi công ty được đo lường bằng hệ số β. Đây là rủi ro biến động lợi nhuận của chứng khoán hay của DMĐT do sự thay đổi lợi nhuận trên thị trường nói chung, gây ra bởi các yếu tố nằm ngoài công ty và công ty không thể kiểm soát như các thay đổi của chính sách Nhà nước, rủi ro về lãi suất, lạm phát, Đây là loại rủi ro tất cả các doanh nghiệp phải gánh chịu và không thể giảm thiểu bằng con đường đa dạng hóa. - Rủi ro phi hệ thống: là rủi ro mà chỉ liên quan đến một nhóm cổ phiếu nào đó. Loại rủi ro này có thể giảm thiểu bằng chiến lược đầu tư đa dạng hóa. 1.2. TrườngGiá chứng khoán vàĐại các yế uhọc tố ảnh hư Kinhởng đến giá chtếứng Huế khoán 1.2.1. Vai trò của định giá trong việc đưa ra quyết định đầu tư Giá của cổ phiếu trên thị trường biến động hàng ngày, có những cổ phiếu tăng giá mạnh so với ngày đầu niêm yết, nhưng cũng có những cổ phiếu liên tục giảm giá. Sự biến động về giá cổ phiếu tạo ra cơ hội tìm kiếm lợi nhuận thông qua các hoạt động
đầu tư. Chính vì vậy, việc định giá trong đầu tư chứng khoán có vai trò vô cùng quan trọng trong việc tạo ra thị trường chứng khoán hoạt động có hiệu quả, thúc đẩy kênh lưu thông vốn hoạt động trôi chảy hơn. Việc định giá chứng khoán cũng cân đối được lợi ích của các bên tham gia thị trường chứng khoán. Đối với bản thân doanh nghiệp định giá, doanh nghiệp muốn bán cổ phiếu với giá cao nhất có thể, nhưng nếu định giá cổ phiếu quá cao thì sẽ không có khách hàng còn định giá quá thấp thì doanh nghiệp sẽ bị thiệt. Đối với NĐT, NĐT mong muốn cổ phiểu mình mua được ở mức giá có lợi nhất (thấp nhất có thể). Vì vậy, mức giá mà doanh nghiệp đưa ra phải đảm bảo công bằng cho cả bên mua và bên bán, chính là giữa doanh nghiệp định giá và NĐT. Việc định giá chứng khoán đã làm dung hòa cung và cầu, tạo ra sự cân đối lợi ích giữa các bên tham gia thị trường, không ai có lợi hơn và không ai thiệt hại hơn. Đối với các NĐT, thành phần quan trọng của thị trường. Quyết định đầu tư là việc cân nhắc giữa lợi nhuận và rủi ro của mỗi loại cổ phiếu. NĐT mua cổ phiếu với hy vọng nó sẽ đem lại lợi nhuận trong suốt thời gian nắm giữ, nhưng thu nhập thực tế có thể khác biệt so với kỳ vọng, đó là rủi ro. Tuy nhiên, rủi ro càng cao thì lợi nhuận kỳ vọng sẽ càng lớn. Vì vậy, việc định giá chính xác sẽ làm giảm rủi ro mà NĐT phải gặp, cũng là yếu tố quan trọng, căn cứ để các nhà NĐT đưa ra các quyết định mua bán cổ phiếu. NĐT thông qua việc định giá, có thể tạo cho mình một DMĐT gồm các loại chứng khoán nhằm giảm rủi ro và tối đa hóa lợi nhuận kỳ vọng. 1.2.2. Các yếu tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán CóTrường ba nhóm yếu tố chính Đạiảnh hưhọcởng đến Kinhgiá chứng khoán: tế nhómHuế yếu tố kinh tế, nhóm yếu tố phi kinh tế và nhóm yếu tố thị trường.
1.2.2.1. Nhóm yếu tố kinh tế - Tăng trưởng kinh tế: là thước đo trình độ phát triển kinh tế một cách cụ thể, nó ảnh hưởng tới tất cả các ngành, lĩnh vực trên thị trường, ảnh hưởng rất lớn đến quyết định của NĐT khi họ đang có nhu cầu đầu tư lớn hơn nhiều so với nhu cầu tích lũy. Thị trường chứng khoán cũng không nằm ngoài ảnh hưởng đó, giá cổ phiếu có xu hướng tăng lên khi nền kinh tế tăng trưởng và ngược lại, có xu hướng giảm đi khi nền kinh tế suy thoái. - Tỷ giá hối đoái: có tác động lớn đến cả môi trường tài chính và bản thân doanh nghiệp, đặc biệt là những doanh nghiệp nhập nguyên liệu hay tiêu thụ sản phẩm ở nước ngoài. Khi tỷ giá hối đoái tăng quá mạnh, sẽ là lý do các NĐT nước ngoài rút vốn ra khỏi thị trường, một lượng vốn lớn bị giảm sẽ làm giá chứng khoán giảm. - Lạm phát: Là nguyên nhân thay đổi hành vi tiêu dùng và tiết kiệm của cá nhân và doanh nghiệp. Khi lạm phát tăng cao, báo hiệu sự tăng trưởng kinh tế không bền vững, khả năng thu lợi nhuận của NĐT bị giảm khiến giá cổ phiếu giảm. Đối với trường hợp khi lạm phát giảm thấp, có nhiều khả năng giá cổ phiếu sẽ tăng. - Lãi suất: Mối quan hệ giữa lãi suất và giá cổ phiếu là mối quan hệ trực tiếp và ngược chiều nhau. Với trường hợp lãi suất tăng, làm tăng chi phí vay vốn của doanh nghiệp, gây tổn hại cho triển vọng phát triển của doanh nghiệp vì nó khuyến khích doanh nghiệp giữ lại tiền nhàn rỗi thay vì mạo hiểm đầu tư hay Trườngmở rộng sản xuất kinhĐại doanh ,họcdẫn đến giáKinh chứng khoán tế gi ảmHuế. Ngược lại, khi lãi suất giảm, chi phí vay vốn của doanh nghiệp giảm, doanh nghiệp có nhiều động cơ vay vốn hơn để đầu tư, giá chứng khoán thường có xu hướng tăng lên.
1.2.2.2. Nhóm yếu tố phi kinh tế - Chính trị: bao gồm các thay đổi của Chính phủ và các hoạt động chính trị, là yếu tố quan trọng, nền tảng và có ảnh hướng rất lớn đến thị trường kinh tế nói chung và TTCK nói riêng. Ở Việt Nam, môi trường chính trị tương đối ổn định, tạo điều kiện rất lớn cho sự phát triển của nền kinh tế. - Xã hội và pháp luật: Hệ thống các chính sách có tác động rất lớn đến bản thân TTCK và hoạt động của doanh nghiệp. Mỗi thay đổi của các chính sách liên quan sẽ làm giá chứng khoán có thể tăng hoặc giảm, nhất là trong các thời điểm nền kinh tế có nhiều biến động phức tạp. 1.2.2.3. Nhóm yếu tố thị trường - Yếu tố thị trường là nhân tố rất quan trọng ảnh hưởng đến giá chứng khoán. Khi hàng loạt các cổ phiếu cùng ngành trên thị trường mất giá, NĐT sẽ phải cân nhắc lựa chọn quyết định mua hay không mua các loại cổ phiếu trong cùng ngành này, vì giá cổ phiếu sẽ có xu hướng giảm xuống. Ngược lại, khi các cổ phiếu trong cùng một ngành tăng giá, NĐT nên cân nhắc quyết định mua cổ phiếu trong ngành này vì giá cổ phiếu sẽ có xu hướng tăng lên. - Tâm lý NĐT: NĐT trên TTCK Việt Nam thường là cá nhân và một số không nhỏ thường hành động theo “Tâm lý đám đông”, đó là quyết định đầu tư theo số đông. Đây là một hành động đầu tư khá rủi ro, vì NĐT không thực sự hiểu các Trườngchỉ số tài chính hay Đại thông tin học thực sự cKinhủa cổ phiếu màtế quy Huếết định đầu tư theo cảm tính. Có thể thấy hiện tượng này qua biểu hiện giá của đa số các cổ phiếu đều lên hoặc đều xuống.
Ngoài ra, các hành động lũng đoạn, tung tin đồn, các biện pháp kỹ thuật của các nhà điều hành thị trường, ý kiến của các nhà phân tích cũng ảnh hưởng không nhỏ đến quyết định đầu tư của các NĐT. 1.3. Một số mô hình định giá chứng khoán Có khá nhiều mô hình hay phương pháp định giá chứng khoán được áp dụng, có thể kể đến như: mô hình CAPM, mô hình Fama – French, mô hình chiết khấu dòng tiền, mô hình định giá tương đối. Nhưng trong luận văn này, tôi sẽ giới thiệu 2 mô hình định giá theo lý thuyết hiện đại: mô hình CAPM và mô hình Fama – French. 1.3.1. Mô hình định giá tài sản vốn CAPM 1.3.1.1. Các giả định của mô hình Mô hình định giá tài sản vốn CAPM ra đời vào những năm 1960, đánh dấu bước phát triển quan trọng nhất trong lý thuyết vốn hiện đại. Đây là kết quả sự nổ lực chung của ba nhà kinh tế Treynor (1961), William Sharpe (1964) và Lintner (1965). Mô hình này mô tả mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận kỳ vọng. Lợi nhuận kỳ vọng bằng Lợi nhuận phi rủi ro (risk - free) cộng với một khoản bù đắp rủi ro dựa trên cơ sở rủi ro toàn hệ thống của chứng khoán đó. Còn rủi ro không toàn hệ thống không được xem xét trong mô hình này do NĐT có thể xây dựng DMĐT đa dạng hóa để loại bỏ rủi ro này. Mô hình CAPM là mô hình đơn giản về mặt khái niệm và có khả năng ứng dụng sát với thực tiễn được ứng dụng ở nhiều nước trên thế giới. MôTrường hình CAPM đượ c Đạixây dựng họcvới các gi ảKinhthiết liên quan tế đế nHuế NĐT, thị trường và các tài sản trên thị trường. Giả thiết về NĐT
- Các NĐT hành động hợp lý: đều e ngại rủi ro, ra quyết định dựa trên suất sinh lợi kỳ vọng và độ lệch chuẩn của suất sinh lợi. - Các NĐT trong quá trình đầu tư là những người chấp nhận giá trên thị trường tài chính. Họ cạnh tranh hoàn hảo hay nói cách khác giá tài sản trên thị trường tài chính là biến ngoại sinh đối với NĐT. - Các NĐT đồng nhất với nhau trong dự tính về lợi suất của các tài sản Giả thiết đối với thị trường và các tài sản trên thị trường - Các tài sản trên thị trường có số lượng cố định trong thời gian xem xét, các tài sản có thể chia nhỏ tùy ý và tất cả các tài sản đều được giao dịch trên thị trường. - Lợi suất của các tài sản là biến ngẫu nhiên có phân phối chuẩn. - Trên thị trường có tài sản phi rủi ro và các NĐT có thể vay hoặc cho vay các tài sản phi rủi ro với lãi suất phi rủi ro với số lượng không hạn chế. - Các thị trường tài chính là thị trường hoàn hảo với: o Mọi thông tin liên quan đến thị trường các NĐT có thể tiếp cận được. o Không có các hạn chế, quy định ràng buộc về khối lượng các loại tài sản giao dịch cũng như việc bán khống các loại tài sản. o Không có các chi phí liên quan đến việc giao dịch tài sản và không có thuế. 1.3.1.2. Mô hình CAPM với nhân tố phần bù rủi ro thị trường Mô hình này mô tả mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận kỳ vọng. Lợi nhuận kỳ vọng bTrườngằng Lợi nhuận phi rĐạiủi ro (risk học- free) c ộngKinh với một kho tếản bùHuế đắp rủi ro dựa trên cơ sở rủi ro toàn hệ thống của chứng khoán đó. Còn rủi ro không toàn hệ thống không được xem xét trong mô hình này do NĐT có thể xây dựng DMĐT đa dạng hóa để loại bỏ rủi ro này.
Theo CAPM, mối quan hệ giữa lợi nhuận và rủi ro được diễn tả bởi công thức: Ri = Rf + (Rm – Rf)β Trong đó: o Ri: Lợi nhuận kỳ vọng của tài sản i o Rf: Lợi nhuận phi rủi ro o Rm: Lợi nhuận kỳ vọng của danh mục thị trường o β: Hệ số đo lường rủi ro hệ thống của cổ phiếu o Rm – Rf: phần bủ rủi ro thị trường Hình 1.1: Đường thị trường chứng khoán (SML) Nguồn: http//:www.worldexpress.com KhiTrường phương trình Ri =Đại Rf + (R mhọc– Rf)β đư Kinhợc biểu diễn tếtrên hHuếệ trục tọa độ (β; Ri), đường biểu diễn được gọi là đường thị trường chứng khoán (SML). Đường SML biểu diễn mối quan hệ giữa những giá trị kỳ vọng lợi nhuận được yêu cầu trên thị trường tương ứng với mức độ rủi ro hệ thống.
Theo hình 1.1 ta thấy, khi hệ số β càng cao thì TSSL của chứng khoán càng cao và chứng khoán cũng chứa nhiều rủi ro hơn. Một số trường hợp đặc biệt: o β = 0: Lợi nhuận kỳ vọng của chứng khoán (Ri) chính là lợi nhuận phi rủi ro (Rf) o β = 1: Lợi nhuận kỳ vọng của chứng khoán (Ri) chính là lợi nhuận thị trường (Rm) Khi phần bù rủi ro thị trường (Rm – Rf) thay đổi 1% thì lợi nhuận kỳ vọng của tài sản tài chính thay đổi β%, hay có thể nói, đường thị trường chứng khoán SML có hệ số góc là (Rm – Rf). 1.3.2. Mô hình Fama – French 3 nhân tố 1.3.2.1. Sự ra đời của mô hình Fama – French 3 nhân tố Mô hình định giá tài sản vốn CAPM nói trên chỉ sự dụng nhân tố Beta để so sánh danh mục với danh mục thị trường. Hệ số R2 (đo sự phù hợp của hàm hồi quy trong mô hình CAPM) đo lường tỷ lệ toàn bộ sự thay đổi chứng khoán do beta chứng khoán đó gây nên. Tuy nhiên, năm 1992, Eugene Fama và Kenneth French đã nhận thấy rằng hệ số xác định đã hiệu chỉnh R2 còn tăng lên và đồng nghĩa với việc cần thêm biến số giải thích vào mô hình để R2 phù hợp hơn. Họ đã khám phá ra rằng beta của CAPM không giải thích được suất sinh lợi kỳ vọng của chứng khoán Mỹ thời kỳ 1963 – 1990. Fama và French đã bắt đầu quan sát hai lớp cổ phiếu có khuynh hướng tốt hơn so với toàn bộ thị trường. Thứ nhất là cổ phiếu có vốn hóa nhỏ (Small caps) hay còn gọi là quy mô nhỏ. ThTrườngứ hai là cổ phiế u Đại có tỷ số giáhọc sổ sách Kinh trên giá th ịtếtrườ ngHuế BE/ME (Book to Market Equity) cao. Fama và French đưa thêm hai nhân tố này vào CAPM để phản ánh sự nhạy cảm của danh mục đối với hai loại cổ phiếu này. Sau khi được giới thiệu vào năm 1993, mô hình 3 nhân tố của Fama và French để lượng hóa mối quan hệ giữa rủi
ro và suất sinh lợi đã được kiểm định là có hiệu quả tại các TTCK phát triển cũng như mới nổi trên thế giới. 1.3.2.2. Giới thiệu mô hình Fama – French 3 nhân tố Fama và French đã sử dụng cách tiếp cận hồi quy theo dãy số thời gian của Black, Jensen và Scholes (1972) với mô hình: Ri = Rf + (Rm – Rf)βi +siSMB + hiHML + ui Trong đó: o Ri: Lợi nhuận kỳ vọng của tài sản i o Rf: Lợi nhuận phi rủi ro o Rmt – Rft: Lợi nhuận kỳ vọng của danh mục thị trường o βi, si, hi: Các biến phản ánh độ nhạy cảm của các nhân tố. Trong đó, βi được gọi là beta chứng khoán ba nhân tố (để phân biệt beta chứng khoán trong mô hình CAPM) o SMB: Chênh lệch giữa TSSL bình quân của danh mục có vốn hóa thị trường nhỏ và TSSL bình quân của danh mục có vốn hóa thị trường lớn. o HML: Chênh lệch TSSL của các cổ phiếu “giá trị” so với các cổ phiếu tăng trưởng. TrườngGiải thích các biến trongĐại mô hình:học Kinh tế Huế Mô hình Fama – French 3 nhân tố chỉ ra rằng TSSL vượt trội của chứng khoán (Ri – Rf) chính là phần đóng góp của TSSL vượt trội thị trường [(Rm – Rf)βi] cộng với phần bù của quy mô (siSMB) và phần bù của giá trị (hiHML).
- TSSL thị trường vượt trội: là phần chênh lệch (Rm – Rf), đôi khi được gọi là phần bù thị trường (market premium) hay TSSL thị trường vượt trội, tức là phần tăng thêm của TSSL do rủi ro của thị trường mang lại. Nhân tố này tương tự như trong mô hình CAPM. - Phần bù của quy mô: o SMB (Small Minus Big): đo lường lợi nhuận tăng thêm của NĐT khi đầu tư vào những công ty có giá trị vốn hóa thị trường nhỏ. Phần lợi nhuận tăng thêm này đôi khi còn được gọi là phần bù quy mô, tức là lợi nhuận do quy mô của công ty mang lại. o Trong thực tế, dãy dữ liệu SMB được tính bằng TSSL bình quân của danh mục chứng khoán có giá trị vốn hóa thị trường (quy mô) nhỏ trừ cho TSSL bình quân cùa danh mục chứng khoán có giá trị vốn hóa thị trường (quy mô) lớn. Một SMB dương cho thấy rằng chứng khoán quy mô nhỏ luôn tốt hơn (TSSL cao hơn) những chứng khoán có quy mô lớn (TSSL thấp hơn). Một SMB âm biểu hiện điều ngược lại, chứng khoán có quy mô lớn sẽ tốt hơn chứng khoán có quy mô nhỏ hơn. o Người ta ám chỉ rằng, sự sai khác về lợi nhuận đối với công ty có giá trị lớn chính là một rủi ro thị trường. Hệ số ước lượng của biến SMB có ý nghĩa chứng tỏ nó là một phần của rủi ro thị trường. - Phần bù giá trị o TrườngHML (High Minus ĐạiLow) đo lưhọcờng lợi nhuKinhận tăng thêm tế củ a HuếNĐT khi đầu tư vào những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BE/ME) cao – tức là những cổ phiếu “giá trị”. HML còn được gọi là phần bù giá trị, tức là phần TSSL tăng thêm do cổ phiếu giá trị mang lại.
o Nhân tố HML được tính bằng chênh lệch giữ TSSL bình quân của danh mục gồm 30% chứng khoán có BE/ME cao nhất và TSSL bình quân của danh mục gồm 30% chứng khoán có BE/ME thấp nhất. o Người ta ám chỉ rằng, sự sai khác về lợi nhuận đối với công ty có giá trị lớn chính là một rủi ro thị trường. Hệ số ước lượng của biến HML có ý nghĩa chứng tỏ nó là một phần của rủi ro thị trường. 1.3.3. So sánh mô hình Fama – French 3 nhân tố và mô hình định giá tài sản vốn CAPM Về giống nhau, cả hai mô hình Fama – French và CAPM đều là mô hình lượng hóa mối quan hệ giữa rủi ro và TSSL của từng chứng khoán cụ thể hăọc danh mục dựa trên phương pháp hồi quy tuyến tính Về khác nhau, Mô hình định giá tài sản vốn CAPM đơn giản hơn rất nhiều so với mô hình Fama – French, nó chỉ dựa trên một nhân tố là phần bù thị trường trong khi mô hình Fama – French 3 nhân tố dựa trên 3 nhân tố đó là: phần bù thị trường, phần bù quy mô và phần bù giá trị. 1.4. Mô hình nghiên cứu MôTrường hình Fama – French Đại 3 nhân họctố ra đời nhKinhằm khắc ph tếục nh Huếững hạn chế của mô hình CAPM bằng cách đưa thêm biến quy mô công ty (đo lường bằng vốn hóa) và giá trị công ty (đo lường bằng tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, BE/ME) vào mô hình để giải thích cho sự thay đổi về lợi nhuận của cổ phiếu. Mô hình Fama – French 3 nhân tố có dạng như sau:
Rit = Rft + (Rmt – Rft)βit +siSMBt + hiHMLt + ut (1) Rit - Rft = (Rmt – Rft)βit +siSMBt + hiHMLt + ut (2) Trong đó: o Rit: Lợi nhuận kỳ vọng của tài sản I tại thời điểm t o Rft: Lợi nhuận phi rủi ro tại thời điểm t o Rmt: Lợi nhuận kỳ vọng của danh mục thị trường tại thời điểm t o SMBt: Phần bù quy mô tại thời điểm t o HMLt: phần bù giá trị tại thời điểm t Phương trình hồi quy được sử dụng: Rit - Rft = α + (Rmt – Rft)β +siSMBt + hiHMLt (3) Lãi suất trái phiếu được coi như lãi suất phi rủi ro (rf). Lãi suất này được thu thập từ website: với từ khóa “Viet Nam 10 years bond yield monthly” trong giai đoạn 7/2012 đến 7/2018. Số liệu vốn hóa thị trường được tính toán trên cơ sở số lượng cổ phiếu lưu hành và giá trị thị trường, được thu thập và tính toán từ website: Số liệu giá trị vốn chủ sở hữu của các công ty niêm yết được thu thập từ báo cáo tài chính hằng năm trong suốt giai đoạn 7/2012 đến 7/2018 được thu thập từ website: CácTrường danh mục (BH, BM, Đại BL, SH, học SM, SL -Kinhsẽ được trình tế bày ởHuếdưới) được tái thiết lập mỗi năm một lần căn cứ trên hai tiêu chí là quy mô (vốn hóa thị trường) và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của các cổ phiếu. Phân chia danh mục đầu tư: Danh mục cổ phiếu được xây dựng trên cơ sở 2 yếu tố là quy mô công ty và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME.
- Yếu tố quy mô công ty (giá trị vốn hóa), số liệu vốn hóa thị trường được tính toán trên cơ sở số lượng cổ phiếu lưu hành và giá trị thị trường. Nếu giá trị vốn hóa của một công ty nào đó nhỏ hơn hoặc bằng 50% mức vốn hóa trung bình của toàn bộ thị trường thì công ty đó xếp vào danh mục có quy mô nhỏ (Danh mục S), và ngược lại, giá trị vốn hóa của một công ty nào đó lớn hơn 50% mức vốn hóa trung bình của toàn bộ thị trường thì công ty đó xếp vào danh mục có quy mô lớn (Danh mục B). - Yếu tố tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của các cổ phiếu BE/ME. Giá trị sổ sách và giá tị thị trường được tính dựa vào vốn chủ sở hữu, khối lượng cổ phiếu đang lưu hành và giá trị thị trường của cổ phiếu. Hay được hiểu là, tỷ số BE/ME được tính bằng tỷ sổ vốn chủ sở hữu chia cho quy mô công ty. Theo đó, những cổ phiếu nào có BE/ME thuộc nhóm 30% giá trị thấp nhất sẽ được xếp vào danh mục L (Low), 30% giá trị cao nhất sẽ được xếp vào danh mục H (High), những cổ phiếu còn lại (hay 40%) được xếp vào danh mục M (Medium). Như vậy, từ hai yếu tố dùng để phân chia DMĐT nói trên, ta sẽ xây dựng được 6 DMĐT cổ phiếu dựa trên 2 yếu tố phân loại quy mô và 3 yếu tố phân loại tỷ số BE/ME. Ký hiệu của 6 danh mục là: BH, BM, BL, SH, SL, SM. Ví dụ như ký hiệu BH là danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn và tỷ số BE/ME cao hay ký hiệu SL là danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ và tỷ số BE/ME thấp. Cách lý luận tương tự cho các danh mục còn lại. Ta có bảng thiết lập 6 danh mục đầu tư trên như sau: TrườngBả ngĐại 1.1: Các học danh m ụKinhc được thiế t tếlập Huế Phân theo tỷ số BE/ME Phân theo quy mô L(30%) M(40%) H(30%)
S SL SM SH B BL BM BH Ngoài ra, ta xét thêm 5 danh mục nữa bao gồm: S, B, H, M, L là các danh mục đơn sau khi phân chia từ hai yếu tố là quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Trong đó, S là danh mục gồm các cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ, H là cổ phiếu của những công ty có tỷ số BE/ME cao, Cách lý luận tương tự cho các danh mục còn lại. Vậy ta có 11 danh mục cần tính toán. Tính toán các biến: - SMB (Small Minus Big) đại diện cho phần rủi ro liên quan đến ảnh hưởng của nhân tố quy mô. Để tính được giá trị này, trước tiên ta chia 196 cổ phiếu thành hai danh mục S và B bằng cách: nếu giá trị vốn hóa của một công ty nào đó nhỏ hơn hoặc bằng 50% mức vốn hóa trung bình của toàn bộ thị trường thì công ty đó xếp vào danh mục có quy mô nhỏ (Danh mục S), và ngược lại, giá trị vốn hóa của một công ty nào đó lớn hơn 50% mức vốn hóa trung bình của toàn bộ thị trường thì công ty đó xếp vào danh mục có quy mô lớn (Danh mục B). Ta sẽ có được 2 danh mục nhỏ là danh mục S và danh mục B. Tiếp tục tính TSSL trung bình theo tháng trong mỗi năm của các cổ phiếu có trong từng danh mục S Trườngvà B. Để tính được ĐạiSMB, ta lấhọcy TSSL trung Kinh bình theo tếtháng Huếnhư ở trên của danh mục S trừ TSSL trung bình theo tháng của danh mục B. Ta sẽ có được giá trị SMB mỗi tháng cần tính. - HML (High Minus Low) đại diện cho phần rủi ro liên quan đến ảnh hưởng của tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường đến TSSL. Gía trị này được tính bằng
cách, trong mỗi một năm, dựa vào chỉ số BE/ME của các cổ phiếu, ta sắp xếp các giá trị này theo thứ tự từ cao đến thấp. Sau đó, do có 196 cổ phiếu đang được tính toán, ta chia 30% các cổ phiếu có chỉ số BE/ME cao nhất (tương ứng 59 cổ phiếu) vào danh mục H, 40% các cố phiếu tiếp theo (tương ứng 78 cổ phiếu) vào danh mục M, các cổ phiếu còn lại, tức các cổ phiếu có chỉ số BE/ME thấp nhất (tương ứng 59 cổ phiếu) sẽ được xếp vào danh mục L. Trong mỗi năm, ta tính toán giá trị TSSL trung bình theo tháng của hai danh mục là H và L. Cuối cùng, ta lấy TSSL trung bình theo tháng của danh mục H trừ đi TSSL trung bình theo tháng của danh mục L. Ta sẽ có được giá trị HML theo tháng của các cổ phiếu. - BL: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn và tỷ số BE/ME thấp. Để tính được giá trị này, trước tiên ta gộp chung những cổ phiếu vừa có quy mô lớn (thuộc danh mục B) và có tỷ số BE/ME thấp (thuộc danh mục L) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị BL theo tháng của các cổ phiếu. - BM: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn và tỷ số BE/ME trung bình. Để tính được giá trị này, trước tiên ta gộp chung những cổ phiếu vừa có quy mô lớn (thuộc danh mục B) và có tỷ số BE/ME trung bình (thuộc danh mục M) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị BM theo tháng của các cổ phiếu. - BH: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn và tỷ số BE/ME Trườngcao. Để tính được giáĐại trị này, học trước tiên Kinh ta gộp chung tế nh ữHuếng cổ phiếu vừa có quy mô lớn (thuộc danh mục B) và có tỷ số BE/ME cao (thuộc danh mục H) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị BH theo tháng của các cổ phiếu.
- SL: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ và tỷ số BE/ME thấp. Để tính được giá trị này, trước tiên ta gộp chung những cổ phiếu vừa có quy mô nhỏ (thuộc danh mục S) và có tỷ số BE/ME thấp (thuộc danh mục L) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị SL theo tháng của các cổ phiếu. - SM: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ và tỷ số BE/ME trung bình. Để tính được giá trị này, trước tiên ta gộp chung những cổ phiếu vừa có quy mô nhỏ (thuộc danh mục S) và có tỷ số BE/ME trung bình (thuộc danh mục M) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị SM theo tháng của các cổ phiếu. - SH: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ và tỷ số BE/ME cao. Để tính được giá trị này, trước tiên ta gộp chung những cổ phiếu vừa có quy mô nhỏ (thuộc danh mục S) và có tỷ số BE/ME cao (thuộc danh mục H) trong cùng một năm. Tiếp theo, tính TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu này. Ta sẽ tính được giá trị SH theo tháng của các cổ phiếu. - B: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn. Để tính được giá trị này, trước tiên trong mỗi một năm, như đã phân chia ở trên, ta có được hai danh mục nhỏ là danh mục S và danh mục B. Tính TSSL theo tháng của các cổ phiếu thuộc danh mục B trong mỗi năm, ta sẽ có được giá trị B theo tháng. - S: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ. Để tính được giá trị này, trước tiên trong mỗi một năm, như đã phân chia ở trên, ta có được hai Trườngdanh mục nhỏ là d anhĐại mục S họcvà danh mKinhục B. Tính TSSL tế theoHuế tháng của các cổ phiếu thuộc danh mục S trong mỗi năm, ta sẽ có được giá trị S theo tháng. - H: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao. Để tính được giá trị này, trước tiên trong mỗi một năm, như đã phân chia ở trên, ta có được hai danh mục nhỏ là danh mục H, danh mục M và
danh mục L. Tính TSSL theo tháng của các cổ phiếu thuộc danh mục H trong mỗi năm, ta sẽ có được giá trị H theo tháng. - M: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình. Để tính được giá trị này, trước tiên trong mỗi một năm, như đã phân chia ở trên, ta có được hai danh mục nhỏ là danh mục H, danh mục M và danh mục L. Tính TSSL theo tháng của các cổ phiếu thuộc danh mục M trong mỗi năm, ta sẽ có được giá trị M theo tháng. - L: danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp. Để tính được giá trị này, trước tiên trong mỗi một năm, như đã phân chia ở trên, ta có được hai danh mục nhỏ là danh mục H, danh mục L và danh mục M. Tính TSSL theo tháng của các cổ phiếu thuộc danh mục L trong mỗi năm, ta sẽ có được giá trị L theo tháng. - TSSL của cổ phiếu: Giá của cổ phiếu được sử dụng trong bài là giá đóng cửa phiên giao dịch vào ngày cuối cùng. Nếu ngày cuối cùng của tháng là ngày không giao dịch thì giá được lựa chọn là giá đóng cửa ngày cuối cùng có giao dịch trong tháng. Từ đó tính được TSSL theo tháng của cổ phiếu theo công thức: Ri,t = Trong đó: o TrườngRi,t: TSSL theo tháng Đại t của cổ họcphiếu i Kinh tế Huế o Pt: giá cổ phiếu i vào ngày cuối tháng t o Pt-1: giá cổ phiếu I vào ngày cuối tháng t-1 - TSSL của danh mục (theo tháng): được tính bằng giá trị TSSL trung bình theo tháng của các cổ phiếu có trong danh mục.
- TSSL thị trường (Rm): 196 cổ phiếu được chọn đang niêm yết trên sàn HOSE nên chọn chỉ số VN-Index làm đại diện tính toán TSSL thị trường. Chỉ số VN-Index được sử dụng là chỉ số giao dịch vào ngày cuối cùng. Từ đó tính được TSSL thị trường theo công thức: Rm,t = : Trong đó: o Rm,t: TSSL của thị trường tháng t o Vn-Indext, VN-Indext-1: chỉ số VN-Index ngày cuối cùng của tháng t và tháng t-1 Chương 2: Kiểm định mô hình 3 nhân tố FAMA- FRENCH trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh 2.1. Giới thiệu về TTCK Việt Nam 2.1.1. Lịch sử hình thành TTCK Việt Nam Việc hình thành và phát triển TTCK là bước phát triển tất yếu của một nền kinh tế thị trường. Việt Nam là đất nước có nền kinh tế phát triển theo cơ chế thị trường nên cũng đTrườngòi hỏi phải có TTCK Đại để làm cầhọcu nối giữ aKinh một bên là cáctế NĐT, Huế một bên là doanh nghiệp cần vốn kinh doanh. Sau nhiều nỗ lực, ngày 11/07/1998, Chính phủ đã ký Nghị định số 48/CP ban hành về Chứng khoán và TTCK chính thức khai sinh cho TTCK Việt Nam. Cùng ngày,
Chính phủ cũng ký quyết định thành lập Trung tâm Giao dịch Chứng khoán đặt tại TP.HCM và Hà Nội. Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM được thành lập theo Quyết định số 127/1998/QĐ-TT ngày 11/07/1998 và chính thức đi vào hoạt động thực hiện phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28/07/2000, đây là nơi niêm yết và giao dịch chứng khoán của rất nhiều công ty lớn, đánh dấu một cột mốc mới cho sự phát triển của nền kinh tế Việt Nam. Trung tâm Giao dịch chứng khoán Hà Nội đã chính thức thành lập vào ngày 08/03/2005, đây là nơi niêm yết và giao dịch chứng khoán của các doanh nghiệp vừa và nhỏ (vốn điều lệ từ 5 đến 30 tỷ đồng). Từ khi được thành lập đến nay, trải qua gần 20 năm hình thành và phát triển, TTCK Việt Nam tuy còn nhiều hạn chế nhưng cũng đã khẳng định được vị thế trên nền kinh tế Việt Nam, định vị đây là một thị trường tiềm năng và có rất nhiều cơ hội phát triển. 2.1.2. Các giai đoạn phát triển của TTCK Việt Nam TTCK Việt Nam chính thức đi vào hoạt động vào năm 2000, gần 20 năm hoạt động đã không ngừng hoàn thiện và phát triển. Lúc thành lập cho đến hiện nay, TTCK đã trải qua nhiều biến động, có lúc thăng hoa cũng có lúc lao dốc. Để hiểu rõ hơn về TTCK Việt Nam qua các giai đoạn cũng như sự biến động của 196 mã cổ phiếu được chọn từ HOSE chúng ta cần nghiên cứu biến động của chỉ số VnIndex - chỉ số thể hiện xu hướTrườngng biến động giá c ủĐạia tất cả c ổhọcphiếu niêm Kinh yết và giao dtếịch tạHuếi HOSE. Giai đoạn 2000 – 2005
Chỉ số VnIndex 600 500 400 300 200 100 0 7/28/2000 7/28/2001 7/28/2002 7/28/2003 7/28/2004 7/28/2005 Chỉ số VnIndex Biểu đồ 2.1. Chỉ số Vn-Index trong giai đoạn 2000-2005 (Nguồn: cophieu68.com) TTCK Việt Nam chính thức được khai sinh với sự ra đời của trung tâm giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh vào ngày 20/7/2000 và phiên giao dịch đầu tiên được tổ chức vào ngày 28/7/2000 chỉ với 2 mã cổ phiếu là REE (Công ty cổ phần cơ điện lạnh REE) và SAM (Công ty cổ phần SAM Holdings) với số vốn 270 tỷ đồng và một số ít Trái phiếu Chính phủ được niêm yết giao dịch. Chỉ số VnIndex ở thời điểm này ở mức 100 điểm. Từ thời điểm đi vào hoạt động đến trước năm 2005, đặc biệt vào cuối tháng 7/2001, tức chỉ sau 6 tháng đầu năm, chỉ số VnIndex tăng đột biến từ 100 điểm lên 571 điểm, tức là tăng gấp 5,7 lần so với thời điểm tháng 7/2000. Nhưng chưa đầy 4 tháng, các cổ phiếu niêm yết đã mất tới 70% giá trị, từ năm 2001 đến 2003, chỉ số VnIndex giảm dần đều từ 571 điểm xuống còn 130 điểm, tức là giảm khoảng 4,39 lần so với năm 2001.TrườngTừ 2004 đến 2005,Đại chỉ sốhọc VnIndex Kinhcó xu hướng tếcải thiện Huế hơn, từ mốc 200 điểm lên quanh mốc 300 điểm. Vì sự biến động lên xuống thất thường của chỉ số VM- Index, nhiều NĐT e ngại rủi ro đã rút khỏi thị trường, trong khi đó, một số NĐT khác vẫn bám trụ và tiếp tục mua bán các loại cổ phiếu.
Ngày 8/3/2005, Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội chính thức đi vào hoạt động. Từ thời điểm này, tỷ lệ nắm giữ NĐT nước ngoài nâng từ 30% lên 49%. Trong 5 năm đầu, chỉ số VnIndex lúc cao nhất là 300 điểm, lúc thấp nhất xuống chỉ còn 130 điểm. Thị trường không thực sự thu hút sự quan tâm của công chúng vì nhiều lý do khác nhau, có thể kể đến là thị trường mới hoạt động, chưa có được tiếng vang lớn, số lượng cô ty còn quá ít và quy mô còn nhỏ. Tóm lại, giai đoạn 2000 – 2005 được ví von như giai đoạn chập chững biết đi của thị trường chứng khoán Việt Nam. Giai đoạn 2006 – 2011 Năm 2006 được coi là mốc thời gian phát triển đột phá của thị trường chứng khoán Việt Nam với hoạt động giao dịch sôi động của 3 sàn: Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh, Trung tâm giao dịch Hà Nội và thị trường OTC. Cũng chính thời gian này, kỷ lục mới của chỉ số VnIndex được lập ra, đạt 751,77 điểm vào cuối 2006. So với đầu năm thì chỉ số VnIndex tăng trưởng đến 146%, một con số đáng nể. Chỉ số VnIndex 1500 1000 500 0 1/3/2006 1/3/2007 1/3/2008 1/3/2009 1/3/2010 1/3/2011 Trường Đại họcChỉ sốKinhVnIndex tế Huế Biểu đồ 2.2. Chỉ số VN-Index trong giai đoạn 2006-2011 (Nguồn: cophieu68.com)
Kể từ năm 2006, là thời điểm đánh dấu diện mạo mới với hoạt động giao dịch sôi nổi tại 3 sàn: Sở giao dịch Tp.HCM, Trung tâm giao dịch Hà Nội và thị trường OTC. Vào ngày 1/1/2007, Luật Chứng khoán chính thức có hiệu lực, sự kiện này đã góp phần thúc đẩy thị trường phát triển và tăng khả năng hội nhập vào thị trường tài chính quốc tế. Chỉ số VnIndex tiếp tục trên đà tăng trưởng cao, đạt đỉnh 1.170,67 điểm. Tăng hơn 1000 điểm so với thời điểm năm 2000. Năm 2007, được ghi nhận như là năm thăng hoa nhất của lịch sử 8 năm hoạt động của TTCK Việt Nam. Tuy nhiên, cuộc khủng hoảng kinh tế và suy thoái kinh tế toàn cầu đã có tác động không nhỏ tới TTCK năm 2008. Chỉ số VN-Index giảm điểm, thị giá các loại cổ phiếu giảm mạnh. Cụ thể, từ mốc đỉnh 1.170,67 của năm 2007 xuống còn 284,06 điểm (11/12/2008). Năm 2009, năm đầu tiên TTCK Việt Nam có sự liên kết với TTCK thế giới, vì vậy, tuy ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới và chính sách tiền tệ thắt chặt của Chính phủ nhưng TTCK vẫn có những bước phát triển đáng kể. Cụ thể, từ ngày 2/1/2009 đến hết 22/10/2009 thì VnIndex đã tăng 306,87 điểm. Giai đoạn 2010 – 2011 là giai đoạn thăng trầm của chứng khoán Việt Nam. Chỉ số VnIndex có quanh quẩn ở mốc 300 – 500 điểm. Năm 2010, thường được nhắc tới là năm thăng trầm của TTCK Việt Nam. dưới tác động từ Thông tư 13 của NHNN, cộng hưởng với ảnh hưởng của cuộc khủng nợ công Châu Âu cùng chính sách tiền tệ thắt chặt nên thị trường bắt đầu rơi vào giai đoạn không ổn định. Từ mức điểm 530,68 vào ngày 7/1/2010 chỉ số VnIndex rớt xuống 471,85Trường điểm vào ngày 22/1/2010. Đại Đihọcểm sáng Kinh của thị trườ ngtế là thanhHuế khoản của thị trường vẫn duy trì ở mức ổn định. Nền kinh tế của Việt Nam nói chung và TTCK nói riêng vẫn được đánh giá khá sảng sủa. Tuy nhiên đến 6/5/2010, VnIndex lại đạt mức đỉnh điểm với 574,02 điểm, mức cao nhất trong năm 2010. Nhưng chỉ sau nửa năm, từ
7/5/2010 đến 25/8/2010, VN-Index lại giảm mạnh xuống 423.89 điểm, mức thấp nhất trong năm 2010, giảm tới 22.9% so với thời kỳ tăng mạnh trước đó. Năm 2011 là một năm đầy biến động đối với TTCK Việt Nam. TTCK Việt Nam được đánh giá là một trong những thị trường sụt giảm mạnh nhất trên thế giới. Dưới sự ảnh hưởng của lạm phát cao, hệ thống ngân hàng gặp khó khăn về thanh khoản, các doanh nghiệp không hoàn thành được mục tiêu đã đặt ra (đặc biệt là các công ty về bất động sản), Chính những nguyên nhân đó dẫn đến VnIndex giảm nhanh. Cụ thể, vào 9/2/2011 chỉ số VnIndex là 522,49 điểm (cao nhất 2011), nhưng đến cuối năm (27/12/2011) chỉ số này chỉ còn 346,48 điểm (thấp nhất 2011), tức là giảm tới 176,01 điểm. TTCK thời điểm này tiềm tàng rất nhiều rủi ro cho NĐT. Giai đoạn 2012 – Quý 3 năm 2018 Năm 2012, TTCK Việt Nam những tháng đầu năm vẫn không khả quan hơn so với năm 2011, cho đến tháng cuối năm, sự ra đời của chỉ số VN30, việc giảm lãi suất từ 14%/năm xuống còn 9%/năm hay việc Thủ tướng Chính phủ ký ban hành 3 văn bản thúc đẩy hoạt động và tăng cường quản lý TTCK Việt Nam đã giúp cho chỉ số VnIndex ở mức 413.73 điểm, tăng 17.7% so với cuối năm 2011. Trường Đại học Kinh tế Huế
Chỉ số VnIndex 1400 1200 1000 800 600 400 200 0 1/3/2012 1/3/2013 1/3/2014 1/3/2015 1/3/2016 1/3/2017 1/3/2018 Chỉ số VnIndex Biểu đồ 2.3. Chỉ số VN-Index trong giai đoạn 2012-Quý 3 năm 2018 (Nguồn: cophieu68.com) Trong năm 2013, ảnh hưởng từ những chuyển biến tích cực trong năm 2012, TTCK Việt Nam vẫn có những bước tiến đáng kể và được xếp trong top 10 TTCK có mức độ phục hồi mạnh nhất trên thế giới. Cộng thêm những diễn biến khả quan khác của nền kinh tế như kinh tế vĩ mô đã có những bước ổn định, các giải pháp vĩ mô đã dần phát huy tác dụng, lạm phát được kiềm chế. Trên TTCK, các giải pháp như giảm thuế với chuyển nhượng chứng khoán, kéo dài thời gian giao dịch, áp dụng lệnh thị trường, nới biên độ giao dịch, Do vậy, Chỉ số VN-Index tăng gần 23% so với cuối năm 2012. Ngoài ra, các chính sách còn giúp tăng thanh khoản trên thị trường, quy mô giao dịTrườngch bình quân mỗi phiên Đại tăng 31%học so vớ iKinh năm 2012. tế Huế Năm 2014 là năm TTCK phát triển đáng kể, chỉ số và KLGD tăng, phản ánh những chuyển biến tốt của nền kinh tế. Ngày 3/9/2014, chỉ số VN-Index tăng cao với mức điểm 640,75 sau khoảng thời gian dài 6 năm. Tuy nhiên, cũng có những khoảng thời
gian do ảnh hướng từ các yếu tố bên ngoài, chỉ số Vn-Index cũng có những khoảng giảm đáng kể. Năm 2015 là thời điểm có nhiều chuyển biến của TTCK. Từ tháng 1/2015 đến 05/03/2015 VnIndex tăng mạnh từ 526 điểm và đạt đỉnh tại 602 điểm. Kì vọng lạc quan về tình hình kinh tế vĩ mô kích thích tăng trưởng kinh tế như hiệp định TPP, FTA, nới “room” cho Nhà đầu tư nước ngoài (“room” được hiểu là khối lượng chứng khoán mà Nhà đầu tư nước ngoài được phép mua). Từ 05/03 đến 18/05/2015, VnIndex giảm từ 602 điểm về mức đáy tại 529 điểm. Giai đoạn này khiến nhà đầu tư nhớ về sự kiện Biển Đông năm 2014, là thời điểm lần đầu tiên TTCK Việt Nam chịu ảnh hướng từ những tác động bên ngoài. Từ 18/05 đến 15/07/2015 VnIndex tăng từ 529 lên tới đỉnh 641, đây là giai đoạn tăng mạnh và cũng chính là con sóng lớn nhất của năm. Giai đoạn này, chính thức ký kết FTA giữa Việt Nam và Liên minh kinh tế Á Âu (29/05), nhóm cổ phiếu dệt may (TCM, TNG, GMC ), thủy sản (VHC, HVG ) tăng giá khá mạnh. Bên cạnh đó, giai đoạn này nhóm cổ phiếu ngân hàng, chứng khoán và bảo hiểm cũng tăng giá mạnh và đóng vai trò “dẫn sóng”. Trong thời gian này, HCM tăng 62%, VCB tăng 48%, BID tăng 56%, BVH tăng 109%. Từ 15/07 đến 25/08/2015 Vn-Index quay đầu giảm điểm từ 641 về đáy 511, giai đoạn này dòng ngân hàng và bảo hiểm đạt đỉnh và chấm dứt xu hướng tăng giá. Từ 25/08/2015 đến 4/11/2015, VnIndex trở lại xu hướng tăng điểm từ đáy 511 lên đỉnh 617. Thông tin Nghị định 60 không giới hạn tỷ lệ sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài ở đầu tháng 9 và việc Việt Nam cùng 11 đối tác đã kết thúc đàm phán Hiệp định Đối tác xuyên Thái Bình Dương (TPP) vào ngày 5/10/2015 đã ảnh hưởng tích cực đến thị trường. TPP có thể giúp GDP Việt Nam tăng thêm 23,5Trường tỷ USD vào năm Đại 2020 và học33,5 tỷ USD Kinh vào năm 2025.tế BênHuế cạnh đó, sự kiện SCIC quyết định thoái vốn khỏi 10 "ông lớn" được công bố vào ngày 14/10 cũng đã khiến các cổ phiếu VNM, FPT, NTP, BMP, tăng giá tích cực. Từ 4/11 đến cuối năm, VN-Index giảm mạnh do tác động của việc giảm giá dầu thế giới, ảnh hưởng lớn đến tâm lý thị trường, đặc biệt là nhóm cổ phiếu dầu khí.
Thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2016 chứng kiến những cú sốc bất ngờ từ sự kiện thị trường chứng khoán Trung Quốc ngắt giao dịch ngày 1/4, sự kiện Anh rời khỏi EU (Brexit) ngày 24/6, kết quả bầu cử Tổng thống Mỹ ngày 9/11. Các sự kiện này đều tác động mạnh đến thị trường chứng khoán Việt Nam và dẫn đến hoạt động bán tháo, dù chỉ là những biến động từ bên ngoài. Ngày 24/6, VN-Index có lúc đã sụt giảm 5,47%, ngày 9/11 giảm sâu nhất 3%, đạt 597,68 điểm. Tuy nhiên, do nền tảng của thị trường vẫn tốt nên đã phục hồi ngay vài ngày hôm sau (27/6) chỉ số VnIndex đã tăng lên 608,26 điểm. Đến 6/10/2016 VnIndex chạm ngưỡng 2016 với 687,32 điểm. Và tiếp tục duy trì trên ngưỡng 600 – 700 điểm cho đến cuối năm. Năm 2017, được gọi là năm thăng hoa của TTCK Việt Nam. Kết thúc phiên giao dịch 27/12, chỉ số VnIndex leo lên 968,46 điểm – tiến sát 975 điểm đạt được trong phiên giao dịch ngày 05/12, cũng là con số cao nhất đạt được trong vòng 10 năm qua. So với thời điểm đầu năm, VnIndex đã tăng 46% và trở thành một trong ba TTCK tăng trưởng tốt nhất Thế giới trong năm 2017. Cùng với sự bứt phá về chỉ số, thanh khoản thị trường cũng được cải thiện đáng kể. Nếu như trước đây, những phiên giao dịch 5.000 tỷ đồng là điều rất hiếm gặp trên TTCK Việt Nam thì trong năm 2017, những phiên giao dịch 6.000 tỷ, thậm chí 7.000 tỷ đồng đã trở nên khá quen thuộc và nhà đầu tư không còn bất ngờ về những phiên bùng nổ thanh khoản như vậy. Trong năm 2017, hàng loạt những doanh nghiệp vốn hóa lớn đồng loạt “đổ bộ” lên TTCK Việt Nam, có thể kể tới như Petrolimex, Vietnam Airlines, Vietjet Air, Vincom Retail, VPBank, VIB, Kido Foods, Lộc Trời Group, Pymepharco, Với sự hiện diện của nhiều tên tuổi lớn, vốn hóa TTCK Việt Nam tính tới hết năm 2017 lên tới 150 tỷ USD, tương đương 68% GDP.Trường Diễn biến TTCK Đại Việt Nam học trong nămKinh 2017 ch ỉtếcó th Huếể tóm gọn là “ngoài sức tưởng tượng” với mức tăng gần 50% của chỉ số VnIndex. Từ thành công của năm 2017, từ đầu năm 2018 đến hết quý 2/2018 chỉ số VnIndex vẫn ở ngưỡng cao, trong khoảng hơn 900 – trên 1000 điểm. Vào ngày 9/4/2018, VnIndex đạt mức đỉnh 1197,44 điểm tức tăng 213,2 điểm so với thời điểm 2/1/2018.
2.2. Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French trên Sàn HOSE 2.2.1. Kết quả mô hình hồi quy 2.2.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng Một trong các giả thiết của mô hình hồi quy cổ điển là các biến độc lập phải phi ngẫu nhiên. Nếu chúng ta ước lượng mô hình có chuỗi thời gian mà các biến độc lập không dừng thì giả thiết OLS bị vi phạm dẫn đến các kiểm định t và p không hiệu quả (hồi quy giả mạo). Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) là một phương pháp để kiểm định tính dừng. Dickey – Fuller đã đưa ra tiêu chuẩn kiểm định như sau: Cặp giả thiết H0: p=1 (chuỗi không dừng) H1: p ≠ 1 (chuỗi dừng) Ta ước lượng mô hình: t= Nếu |t| > |tα| thì bác bỏ giả thiết H0. Trong trường hợp này thì là chuỗi dừng. Qua quá trình xử lý số liệu và kiểm định tính dừng thì kết quả cho thấy, các biến: lợi nhuận kỳ vọng khi loại bỏ lãi suất phi rủi ro, phần bù rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và 11 chuỗi S, M, B, H, M, L, BH, BM, BL, SH, SM, SL đều dừng ở mức ý nghĩa 1%. Sử dụng phần mềm EVIEWS để kiểm định tính dừng của các biến bằng cách sử dụng kiểm nghiệm đơn vị Unit Root Test, ta có được kết quả như sau: Trường Đại học Kinh tế Huế
Bảng 2.1: Kiểm định tính dừng kết quả các biến Rm, SMB, HML và các chuỗi S, M, B, H, M, L, BH, BM, BL, SH, SM, SL (Nguồn: xử lý số liệu bằng EVIEWS) Augmented Dickey - Full test statistic Biến t - statistic P - value Rm-Rf -8.414485 0.0000 SMB -7.716320 0.0000 HML -7.196459 0.0000 L-Rf -7.005902 0.0000 H-Rf -6.193373 0.0000 M-Rf -6.586643 0.0000 S-Rf -6.147693 0.0000 B-Rf -7.206467 0.0000 SL-Rf -6.428231 0.0000 SM-Rf -6.554498 0.0000 SH-Rf -6.153980 0.0000 BL-Rf -7.319946 0.0000 BM-Rf -6.642903 0.0000 TrườngBH-Rf Đại-7.880366 học Kinh tế0.0000 Huế 1% level -3.524233 Test critical 5% level -2.902358 values 10% level -2.588587
Trong đó: o Rm – Rf: Lợi nhuận kỳ vọng của danh mục thị trường sau khi loại bỏ lãi suất phi rủi ro o SMB: Phần bù quy mô o HML: Phần bù giá trị o L: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị tị trường thấp o M: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị tị trường trung bình o H: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị tị trường cao o B: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô lớn o S: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô nhỏ. o SL: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp. o SM: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình. o SH: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao. o BL: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp. o BM: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô lớn và tỷ số giá trị Trườngsổ sách trên giá trị thĐạiị trường trunghọc bình. Kinh tế Huế o BH: TSSL của danh mục đầu tư gồm các cổ phiếu có quy mô lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao. Tất cả các biến trừ SMB, HML đều được trừ đi giá trị lãi suất phi rủi ro.
Nhận xét: Theo kết quả xử lý số liệu từ phần mềm EVIEWS, ta thấy, các biến: lợi nhuận kỳ vọng khi loại bỏ lãi suất phi rủi ro, phần bù rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và 11 chuỗi S, M, B, H, M, L, BH, BM, BL, SH, SM, SL đều dừng ở mức ý nghĩa 1%. ( trị tuyệt đối của t – statistic các biến đều có kết quả lớn hơn Test critical values ở mức 1% Level, ví dụ: 8.414485 > 3.524233). Như vậy, ta kết luận chuỗi lợi nhuận kỳ vọng khi loại bỏ lãi suất phi rủi ro, chuỗi phần bù rủi ro thị trường, chuỗi quy mô công ty, chuỗi giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và 11 chuỗi S, M, B, H, M, L, BH, BM, BL, SH, SM, SL là chuỗi dừng. 2.2.1.2. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến Dùng hàm correlations trong Eviews, ta tính được ma trận tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình Fama – French, kết quả cụ thể được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.2: Ma trận tương quan giữa các biến Rm, SMB, HML Rm SMB HML Rm-Rf 1.000000 0.498401 0.037115 SMB 0.498401 1.000000 -0.591007 HML 0.037115 -0.591007 1.000000 Trường ĐạiNgu họcồn: Kết quKinhả được xử lýtế bằng Huế phần mềm EVIEWS Nhận xét: Nhìn vào bảng kết quả 2.2. ta thấy, giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan giữa các nhân tố giải thích đều nhỏ hơn 0.8 là mức chắc chắn xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
(0.498401 < 0.8; 0.037115 < 0.8; 0.591007 < 0.8). Nên có thể kết luận, các biến giải thích: Rm, SMB, HML không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. 2.2.2. Kết quả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama – French 2.2.2.1. Kết quả hồi quy cho 11 danh mục được thiết lập (BL, BM, BH, SL, SM, SH, B, S, H, M, L) Trong nghiên cứu này ta đo lường sự ảnh hưởng của 3 nhân tố (Rm, SMB, HML) đến TSSL của 11 danh mục được thiết lập. Một cách cụ thể, 11 danh mục sẽ có mô hình như sau: RBL – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (1) RBM – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (2) RBH – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (3) RSL – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (4) RSM – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (5) RSH – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (6) RB – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (7) RS – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (8) RH – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (9) RM – Rf = αp + βp(Rm – Rf) + spSMB + hpHML + εp (10) TrườngRL – Rf = αpĐại+ βp(Rm –họcRf) + sp SMBKinh + hpHML tế + εp (1Huế1) 2.2.2.1.1. Kết quả hồi quy danh mục BL DMĐT BL là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME thấp
Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.3: Kết quả hồi quy danh mục BL Dependent Variable: BL Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C 0.000515 0.002845 0.181072 0.8568 Rm-Rf 0.664075 0.073693 9.011395 0.0000 SMB -0.388770 0.126696 -3.068522 0.0031 HML 0.207431 0.075314 2.754196 0.0075 R-squared 0.789649 Mean dependent var 0.003741 Adjusted 0.780503 S.D. dependent var 0.049839 R-squared S.E. of regression 0.023350 Akaike info criterion -4.623209 Sum squared resid 0.037620 Schwarz criterion -4.497704 Log likelihood 172.7471 Hannan - Quinn criter -4.573193 F - statistic 86.34093 Durbin - Watson stat 1.653222 Prob (FTrường- statistic) 0.000000 Đại học Kinh tế Huế Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT BL là: RBL – Rf = 0.000515 + 0.664075 (Rm – Rf) - 0.388770SMB + 0.207431HML + εp
Nhận xét: R2 = 78.96% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 78.96% sự thay đổi TSSL của DMĐT BL, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác (chiếm hơn 21%) P- value (F - statistic) = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có P – value nhỏ hơn 0.05 nên có ảnh hưởng tới danh mục BL. 2.2.2.1.2. Kết quả hồi quy danh mục BM DMĐT BM là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME trung bình. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.4: Kết quả hồi quy danh mục BM Dependent Variable: BM Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C Trường-0.005257 Đại học0.005069 Kinh-1.037090 tế Huế0.3033 Rm-Rf 1.050164 0.131328 7.996482 0.0000 SMB 0.010072 0.225786 0.044610 0.9645 HML 0.317086 0.134218 2.362463 0.0210
R-squared 0.667018 Mean dependent var -0.000231 Adjusted R- 0.652541 S.D. dependent var 0.070594 squared S.E. of regression 0.041612 Akaike info criterion -3.467618 Sum squared resid 0.119478 Schwarz criterion -3.342113 Log likelihood 130.5681 Hannan - Quinn criter -3.417602 F - statistic 46.07283 Durbin - Watson stat 1.616396 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT BM là: RBM – Rf = -0.005257 + 1.050164 (Rm – Rf) + 0.010072SMB + 0.317086HML + εp Nhận xét: R2 = 66.7% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 66.7% sự thay đổi TSSL của DMĐT BM, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục BM = 0.000000 0.05học nên không Kinh có tác đ ộngtế tới Huế danh mục BM. 2.2.2.1.3. Kết quả hồi quy danh mục BH DMĐT BH là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME cao.
Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.5: Kết quả hồi quy danh mục BH Dependent Variable: BH Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.006199 0.013013 -0.476346 0.6353 Rm-Rf 1.350190 0.337133 4.004913 0.0002 SMB -0.727759 0.579616 -1.255588 0.2135 HML 1.368082 0.344552 3.970607 0.0002 R-squared 0.497134 Mean dependent var -0.005398 Adjusted 0.475270 S.D. dependent var 0.147467 R-squared S.E. of regression 0.106823 Akaike info criterion -1.582060 Sum squared resid 0.787362 Schwarz criterion -1.456556 Log likelihood 61.74520 Hannan - Quinn criter -1.532044 F - statistic 22.73780 Durbin - Watson stat 1.913063 Prob (FTrường- statistic) 0.000000 Đại học Kinh tế Huế Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT BH là: RBH – Rf = -0.006199+ 1.350190 (Rm – Rf) - -0.727759SMB + 1.368082HML + εp
Nhận xét: R2 = 49.71% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 49.71% sự thay đổi TSSL của DMĐT BH, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục BH= 0.000000 0.05 nên không có tác động tới danh mục BM. 2.2.2.1.4. Kết quả hồi quy danh mục SL DMĐT SL là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME thấp. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.6: Kết quả hồi quy danh mục SL Dependent Variable: SL Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.001462 0.003510 -0.416659 0.6782 Rm-RfTrường0.805500 Đại học0.090922 Kinh8.859220 tế Huế0.0000 SMB 0.889102 0.156318 5.687784 0.0000 HML -0.246801 0.092923 -2.655970 0.0098 R-squared 0.541783 Mean dependent var 0.005167
Adjusted 0.521861 S.D. dependent var 0.041663 R-squared S.E. of regression Akaike info criterion -4.203010 Sum squared resid Schwarz criterion -4.077505 Log likelihood Hannan - Quinn criter -4.152994 F - statistic Durbin - Watson stat 1.701084r Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT SL là: RSL – Rf = -0.001462+ 0.805500 (Rm – Rf) + 0.889102SMB - 0.246801HML + εp Nhận xét: R2 = 54.18% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 54.18% sự thay đổi TSSL của DMĐT SL, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục SL = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục SL (do có P-value < 0.05). 2.2.2.1.5. Kết quả hồi quy danh mục SM DMĐTTrường SM là danh m Đạiục gồm nh họcững cổ phi Kinhếu có quy mô tế công Huế ty nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME trung bình. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau:
Bảng 2.7: Kết quả hồi quy danh mục SM Dependent Variable: SM Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.000797 0.002858 -0.278834 0.7812 Rm-Rf 0.746718 0.074044 10.08405 0.0000 SMB 0.604252 0.127299 4.746703 0.0000 HML 0.156021 0.075673 2.061781 0.0430 R-squared 0.702051 Mean dependent var 0.003063 Adjusted 0.689097 S.D. dependent var 0.042076 R-squared S.E. of regression 0.023461 Akaike info criterion -4.613710 Sum squared resid 0.037979 Schwarz criterion -4.488206 Log likelihood 172.4004 Hannan - Quinn criter -4.563695 F - statistic 54.19451 Durbin - Watson stat 1.702010 Prob (FTrường- statistic) 0.000000 Đại học Kinh tế Huế Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT SM là: RSM – Rf = -0.000797+ 0.746718 (Rm – Rf) + 0.604252SMB + 0.156021HML + εp
Nhận xét: R2 = 70.21% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 70.21% sự thay đổi TSSL của DMĐT SM, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục SM = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục SM (do có P-value < 0.05). 2.2.2.1.6. Kết quả hồi quy danh mục SH DMĐT SH là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME cao. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.8: Kết quả hồi quy danh mục SH Dependent Variable: SH Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C Trường-0.003146 Đại học0.003352 Kinh-0.938427 tế Huế0.3513 Rm-Rf 0.807463 0.086840 9.298302 0.0000 SMB 0.702249 0.149299 4.703633 0.0000 HML 0.825142 0.088751 8.361802 0.0000
R-squared 0.817540 Mean dependent var -0.002463 Adjusted 0.027516 S.D. dependent var -4.294887 R-squared S.E. of regression 0.052241 Akaike info criterion -4.169382 Sum squared resid 160.7634 Schwarz criterion -4.244871 Log likelihood 108.5354 Hannan - Quinn criter 1.848645 F - statistic Durbin - Watson stat Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT SH là: RSH – Rf = -0.003146+ 0.807463 (Rm – Rf) + 0.702249SMB + 0.825142HML + εp Nhận xét: R2 = 81.75% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 81.75% sự thay đổi TSSL của DMĐT SH, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục SH = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục SH (do có P-value < 0.05). Trường Đại học Kinh tế Huế 2.2.2.1.7. Kết quả hồi quy danh mục B DMĐT B là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty lớn. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau:
Bảng 2.9: Kết quả hồi quy danh mục B Dependent Variable: B Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.001851 0.002853 -0.648943 0.5185 Rm-Rf 0.780063 0.073911 10.55406 0.0000 SMB -0.300724 0.127072 -2.366572 0.0208 HML 0.286811 0.075538 3.796934 0.0003 R-squared 0.819972 Mean dependent var 0.001641 Adjusted 0.812145 S.D. dependent var 0.05033 R-squared S.E. of regression 0.023419 Akaike info criterion -4.617290 Sum squared resid 0.037843 Schwarz criterion -4.491786 Log likelihoodTrường172.5311 Đại họcHannan Kinh- Quinn criter tế Huế-4.567274 F - statistic 104.7582 Durbin - Watson stat 1.693194 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS
Phương trình hồi quy DMĐT B là: RB – Rf = -0.001851+ 0.780063 (Rm – Rf) - 0.300724SMB + 0.286811HML + εp Nhận xét: R2 = 81.99% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 81.99% sự thay đổi TSSL của DMĐT B, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục B = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục B (do có P-value < 0.05). 2.2.2.1.8. Kết quả hồi quy danh mục S DMĐT S là danh mục gồm những cổ phiếu có quy mô công ty nhỏ. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.10: Kết quả hồi quy danh mục S Dependent Variable: S Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C Trường-0.001851 Đại học0.002853 Kinh-0.648943 tế Huế0.5185 Rm-Rf 0.780063 0.073911 10.55406 0.0000 SMB 0.699276 0.127072 5.503000 0.0000 HML 0.286811 0.075538 3.796934 0.0003
R-squared 0.759803 Mean dependent var 0.001414 Adjusted 0.749359 S.D. dependent var 0.046778 R-squared S.E. of regression 0.023419 Akaike info criterion -4.617290 Sum squared resid 0.037843 Schwarz criterion -4.491786 Log likelihood 172.5311 Hannan - Quinn criter -4.567274 F - statistic 72.75455 Durbin - Watson stat 1.693194 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT S là: RS – Rf = -0.001851+ 0.780063 (Rm – Rf) + 0.699276SMB + 0.286811HML + εp Nhận xét: R2 = 75.98% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 75.98% sự thay đổi TSSL của DMĐT S, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục S = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục S (do có P-value < 0.05). 2.2.2.1.9.TrườngKết quả hồi quy Đại danh m ụhọcc H Kinh tế Huế DMĐT H là danh mục gồm những cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường lớn. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau:
Bảng 2.11: Kết quả hồi quy danh mục H Dependent Variable: H Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.003402 0.003377 -1.007417 0.3173 Rm-Rf 0.817454 0.087488 9.343635 0.0000 SMB 0.664175 0.150413 4.415664 0.0000 HML 0.759333 0.089413 8.492417 0.0000 R-squared 0.825834 Mean dependent var -0.002750 Adjusted 0.818261 S.D. dependent var 0.065026 R-squared S.E. of regression 0.027721 Akaike info criterion -4.280020 Sum squared resid 0.053023 Schwarz criterion -4.154515 Log likelihoodTrường160.2207 Đại họcHannan Kinh- Quinn criter tế Huế-4.230004 F - statistic 109.0575 Durbin - Watson stat 1.819843 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS
Phương trình hồi quy DMĐT H là: RH – Rf = -0.003402+ 0.817454 (Rm – Rf) + 0.664175SMB + 0.759333HML + εp Nhận xét: R2 = 82.58% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 82.58% sự thay đổi TSSL của DMĐT H, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục H = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm, SMB, HML đều có ảnh hưởng tới danh mục H (do có P-value < 0.05). 2.2.2.1.10. Kết quả hồi quy danh mục M DMĐT M là danh mục gồm những cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình. Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.12: Kết quả hồi quy danh mục M Dependent Variable: M Method: Least Squares Included observations: 73 VariableTrườngCoefficient Đại họcStd. Error KinhT - Statistic tế HuếProb. C -0.001436 0.002932 -0.489860 0.6285 Rm-Rf 0.778342 0.075954 10.24760 0.0000 SMB 0.5097780 0.130583 3.903857 0.0002
HML 0.174431 0.077625 2.247097 0.0278 R-squared 0.712152 Mean dependent var 0.002543 Adjusted 0.699636 S.D. dependent var 0.043912 R-squared S.E. of regression 0.024066 Akaike info criterion -4.562773 Sum squared resid 0.039964 Schwarz criterion -4.437268 Log likelihood 170.5412 Hannan - Quinn criter -4.512757 F - statistic 56.90318 Durbin - Watson stat 1.766010 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS Phương trình hồi quy DMĐT M là: RM – Rf = -0.001436+ 0.778342 (Rm – Rf) + 0.5097780SMB + 0.174431HML + εp Nhận xét: R2 = 71.21% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 71.21% sự thay đổi TSSL của DMĐT M, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục M = 0.000000 < 0.05 nên mô hình có ý nghĩa. Các biến độc lập: rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hay Rm,Trường SMB, HML đều cóĐạiảnh hư ởhọcng tới danh Kinh mục M (do cótế P- valueHuế < 0.05). 2.2.2.1.11. Kết quả hồi quy danh mục L DMĐT L là danh mục gồm những cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường nhỏ.
Kết quả hồi quy được biểu diễn qua bảng sau: Bảng 2.13: Kết quả hồi quy danh mục L Dependent Variable: L Method: Least Squares Included observations: 73 Variable Coefficient Std. Error T - Statistic Prob. C -0.000466 0.003085 -0.151035 0.8804 Rm-Rf 0.741306 0.079909 9.276830 0.0000 SMB 0.242283 0.137384 1.763546 0.822 HML 0.016099 0.081668 0.197126 0.8443 R-squared 0.662900 Mean dependent var 0.004290 Adjusted 0.648243 S.D. dependent var 0.042691 R-squared S.E. of regression 0.025320 Akaike info criterion -4.461231 Sum squared resid 0.044235 Schwarz criterion -4.335727 Log likelihoodTrường166.8349 Đại họcHannan Kinh- Quinn criter tế Huế-4.411215 F - statistic 45.22897 Durbin - Watson stat 1.701937 Prob (F - statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lý bằng phần mềm EVIEWS
Phương trình hồi quy DMĐT L là: RL – Rf = -0.000466+ 0.741306 (Rm – Rf) + 0.242283SMB + 0.016099HML + εp Nhận xét: R2 = 66.29% nghĩa là 3 nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích được 66.29% sự thay đổi TSSL của DMĐT L, điều này cho thấy TSSL của DMĐT còn phụ thuộc vào một số yếu tố khác. P- value (F - statistic) của danh mục L = 0.000000 0.05) nên không có tác động tới danh mục L. Bảng 2.14: Ảnh hưởng của các nhân tố lên TSSL của 11 danh mục Mô Số Hằng số Rm SMB HML quan R2 hình sát BL 0.000515 0.664075 ( ) -0.388770 ( ) 0.207431(*) 73 0.789649 0.181072 9.011395 -3.068522 2.754196 BM -0.005257 1.050164 ( ) 0.010072 0.317086 ( ) 73 0.667018 Trường-1.037090 7.996482 Đại0.044610 học Kinh2.362463 tế Huế BH -0.006199 1.350190 ( ) -0.727759 1.368082 ( ) 73 0.497134 -0.476346 4.004913 -1.255588 3.970607
SL -0.001462 0.805500 ( ) 0.889102 ( ) -0.246801 ( ) 73 0.541783 -0.416659 8.859220 5.687784 -2.655970 SM -0.000797 0.746718 ( ) 0.604252 ( ) 0.156021 ( ) 73 0.702051 -0.278834 10.08405 4.746703 2.061781 SH -0.003146 0.807463 ( ) 0.702249 ( ) 0.825142 ( ) 73 0.817540 -0.938427 9.298302 4.703633 8.361802 B -0.001851 0.780063 ( ) -0.300724 ( ) 0.286811 ( ) 73 0.819972 -0.648943 10.55406 -2.366572 3.796934 S -0.001851 0.780063 ( ) 0.699276 ( ) 0.286811 ( ) 73 0.759803 -0.648943 10.55406 5.503000 3.796934 H -0.003402 0.817454 ( ) 0.664175 ( ) 0.759333 ( ) 73 0.825834 -1.007417 9.343635 4.415664 8.492417 M -0.001436 0.778342 ( ) 0.5097780 ( ) 0.174431 ( ) 73 0.712152 -0.489860 10.24760 3.903857 2.247097 L -0.000466 0.741306 ( ) 0.242283 0.016099 73 0.662900 -0.151035 9.276830 1.763546 0.197126 Trường Đại học Kinh tế Huế Giá trị thống kê được in đậm. ( ) Mức ý nghĩa 1% ( ) Mức ý nghĩa 5%
(*) Mức ý nghĩa 10% Nhận xét: Qua bảng tổng hợp của các nhân tố ảnh hưởng tới 11 danh mục, ta có thể kết luận được kết quả của mô hình rất phù hợp và chính xác. Có thể chứng minh như sau: - Chỉ số SMB là giá trị thể hiện chênh lệch giữa TSSL của các cổ phiếu có quy mô nhỏ và TSSL của các cổ phiếu có quy mô lớn. Theo định nghĩa của mô hình Fama – French, các cổ phiếu có quy mô lớn có TSSL thấp hơn TSSL của các cổ phiếu có quy mô nhỏ. Áp dụng điều này với kết quả của một mô hình bất kỳ, chẳng hạn mô hình BL, ta thấy: giá trị α của SMB = -0.388770 0, tức có giá trị dương nhưng P-value = 0.9645 > 0.05, chứng tỏ biến SMB không có ý nghĩa với mô hình. Áp dụng tương tự với các mô hình còn lại, có thể khẳng định, các kết quả của 11 mô hình đều phù hợp và chính xác. - Đối với chỉ số HML, theo định nghĩa của mô hình Fama – French, cổ phiếu nào có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường lớn thì có lợi nhuận càng lớn. Áp dụng vào kết quả của mô hình đã chạy được, ta thấy, với danh mục BL, mức tác động của HML là 0.207431, với danh mục BM, mức tác động của HML là 0.317086 > 0.207431 và đối với danh mục BH, mức tác động của HML là 1.368082 > 0.317086 > 0.207431. Áp dụng tương tự với các mô hình còn lại, có thể kết luận rằng kết quả mô hình phù hợp và chính xác với lý thuyết. 2.2.2.2.TrườngKiểm định tự tương Đại quan học Kinh tế Huế Xét mô hình: Trong đó:
= , với là ngẫu nhiên thỏa mãn các giải thiết của OLS, khi đó ta nói có tự tương quan trong mô hình; : Trễ một thời kỳ của . Để biết được sự tồn tại của sự tự tương quan, ta sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey (BG). Cặp giả thiết: : (Không có sự tự tương quan); 0 (Có́ sự tự tương quan). Nếu P – value > 0.05 : thì ta0 chấp nhận giả thiết , có nghĩa là không tồn tại sự tự tương quan trong mô hình nghiên cứu này. Kết quả kiểm định tự tương quan sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey được biểu diễn qua bảng dưới đây: Bảng 2.15: Kết quả kiểm định Breusch – Godfrey (BG) của 11 mô hình STT Danh mục P - value So sánh P - value với 0.05 1 BL 0.762913 Lớn hơn 2 BM 0.562278 Lớn hơn 3 BH 0.434194 Lớn hơn 4 SL 0.722586 Lớn hơn 5 TrườngSM Đại0.867855 học Kinh Lớntế hơn Huế 6 SH 0.837399 Lớn hơn 7 B 0.784251 Lớn hơn 8 S 0.784251 Lớn hơn
9 H 0.820077 Lớn hơn 10 M 0.925955 Lớn hơn 11 L 0.851558 Lớn hơn Nhận xét: Qua bảng trên ta thấy, tất cả P – Value của 11 danh mục đều lớn hơn 0.05 (ví dụ P – value của danh mục BL là 0.762913 > 0.05) nên ta chấp nhận giả thiết H0, có nghĩa là không tồn tại sự tự tương quan trong 11 mô hình này. 2.2.2.3. Kiểm định phương sai sai số thay đổi Để phát hiện mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi ta sử dụng kiểm định White. Xét mô hình: Ước lượng mô hình xuất phát bằng OLS, thu được phần dư e, tính Ước lượng mô hình: Kiểm định giả thiết: : Phương sai sai số đồng đều  0 0 : Phương sai sai số thay đổi  (tồn tại B ả ng 2.16: Kiểm định White của 11 danh 0m ục 0 STT TrườngDanh mục ĐạiP - value học KinhSo sánh Ptế- value Huế với 0.05 1 BL 0.601049 Lớn hơn 2 BM 0.445377 Lớn hơn 3 BH 0.000000 Nhỏ hơn
4 SL 0.869592 Lớn hơn 5 SM 0.421405 Lớn hơn 6 SH 0.013683 Nhỏ hơn 7 B 0.901223 Lớn hơn 8 S 0.901223 Lớn hơn 9 H 0.004954 Nhỏ hơn 10 M 0.597229 Lớn hơn 11 L 0.382996 Lớn hơn Nhận xét: Danh mục BL, BM, SL, SM, B, S, M, L là những danh mục có P-value > 0.005 nên không xảy ra hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Mô hình BH, SH, H có P-value 0.05 thì ta kết luận mô hình ổn định. Bảng 2.17: Kiểm tra tính ổn định của mô hình STT Danh mục P - value So sánh P - value với 0.05 1 TrườngBL Đại0.624599 học Kinh Lớntế hơn Huế 2 BM 0.360118 Lớn hơn 3 BH 0.000000 Nhỏ hơn 4 SL 0.503289 Lớn hơn
5 SM 0.695228 Lớn hơn 6 SH 0.140752 Lớn hơn 7 B 0.691036 Lớn hơn 8 S 0.691036 Lớn hơn 9 H 0.122907 Lớn hơn 10 M 0.541389 Lớn hơn 11 L 0.899936 Lớn hơn Nhận xét: Qua bảng ta thấy, 10 trên tổng số 11 mô hình có tính ổn định cao, đều có P-value lớn hơn 0.05 (ví dụ P-value của mô hình L lên đến 0.899936 > 0.05, nên L là mô hình danh mục L là mô hình ổn định), chỉ duy nhất mô hình BH không ổn định (0.000000 < 0.05). 2.2.3. Những cân nhắc khi sử dụng mô hình 3 nhân tố Fama – French Mô hình 3 nhân tố Fama – French đã được công nhận và chứng thực ở rất nhiều quốc gia trên thế giới. Tuy nhiên, mô hình này có một số hạn chế, như sau: Một số nghiên cứu của nhiều tác giả trên thế giới chỉ ra rằng, mô hình 3 nhân tố Fama – French chỉ tập trung vào nguồn gốc của lợi nhuận hơn là tổng rủi ro của nó. Việc phân tích rủi ro là rất quan trọng trong việc đưa ra quyết định của NĐT, vì vậy, đây cũngTrường là một hạn chế lớĐạin khiến NĐThọc cân nhKinhắc khi dựa vàotế kế tHuế quả của mô hình để ra quyết định. Bên cạnh đó, bất kỳ mô hình dự báo nào cũng được nghiên cứu khi đặt ra các giả thiết khác nhau. Ví dụ mô hình CAPM đặt ra rất nhiều giả thiết về NĐT, thị trường và tài sản trên thị trường mới có đủ cơ sở để tiến hành nghiên cứu. Tuy nhiên, tại sàn giao
dịch chứng khoán TP.HCM nói riêng và TTCK Việt Nam nói riêng, việc rò rỉ thông tin hay các NĐT không nhận biết thông tin như nhau sẽ là cơ hội để các NĐT hiểu biết hơn, cập nhật thông tin nhanh chóng hơn, phân tích tài chính tốt hơn đưa ra những quyết định chính xác hơn những người còn lại. Về dữ liệu, bài nghiên cứu chỉ tập trung nghiên cứu sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE), trong khi Việt Nam có TTCK tại Hà Nội (gồm sàn HNM và UPCOM) nữa, vì vậy, không thể nói là đã bao quát được toàn bộ TTCK Việt Nam. Mặt khác, TTCK Việt Nam chỉ mới hoạt động gần 20 năm, đi sau rất nhiều quốc gia phát triển, số lượng công ty niêm yết trên thị trường còn khá khiêm tốn. Tuy nhiên, sự hoạt động mạnh mẽ trong những năm gần đây cũng là tín hiệu tốt cho sự phát triển sắp tới của TTCK Việt Nam. Trường Đại học Kinh tế Huế
CHƯƠNG 3: THẢO LUẬN KẾT QUẢ Bài nghiên cứu đã kiểm tra sự phù hợp của mô hình 3 nhân tố Fama – French trên sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh, cụ thể là 196 cổ phiếu trên sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE) với khoảng thời gian từ tháng 02/2012 đến tháng 02/2018. Dựa vào giá trị vốn hóa thị trường và tỷ số BE/ME mà chia 196 cổ phiếu này thành 11 danh mục BL, BM, BH, SL, SM, SH, B, S, H, M, L. Bằng cách giải thích sự tác động của 3 nhân tố là phần bù thị trường, phần bù quy mô và phần bù giá trị tới TSSL, kết quả của 11 mô hình đã phần nào đem lại cho NĐT cái nhìn ban đầu về rủi ro để lựa chọn phương phán đầu tư đúng đắn cũng như cân nhắc các quyết định đầu tư của mình. Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp OLC để kiểm định, thông qua bảng 2.14 về ảnh hưởng của 11 danh mục tới TSSL thì có một vài nhận xét sau: Nhân tố rủi ro thị trường (Rm): VớTrườngi 11 danh mục đư ợcĐại thiết lập học(BL, BM, KinhBH, SL, SM, tế SH, B,Huế S, H, M, L), nhân tố rủi ro thị trường đều tương quan thuận với TSSL của danh mục. Hệ số tương quan dao động từ 0.664075 (danh mục BL) đến 1.350190 (danh mục BH). Kết quả nghiên cứu này hoàn toàn phù hợp với mô hình CAPM khi cho rằng lợi nhuận của các cổ phiếu có tương quan thuận với rủi ro thị trường (đo lường bằng hệ số beta).
Nhân tố quy mô công ty (SMB): Kết quả phân tích hồi quy cho thấy ảnh hưởng của nhân tố quy mô công ty (SMB) đến TSSL của các danh mục là khác nhau. Đối với các danh mục BM, BH, và L không có ý nghĩa. Các danh mục còn lại đều có ý nghĩa mức 1% và 5%. Nhân tố giá trị công ty (HML): Kết quả phân tích hồi quy cho thấy rằng hệ số tương quan giữa biến HML với biến phụ thuộc ở tất cả các mô hình phần lớn là có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Mức độ ảnh hưởng của biến số HML đến TSSL của các danh mục có sự khác nhau. Danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường càng cao thì mức độ ảnh hưởng của biến số HML đến TSSL của danh mục càng lớn. Bài nghiên cứu cũng tiến hành kiểm định tính dừng, đa cộng tuyến, tự tương quan, phương sai sai số thay đổi và tính ổn định của 11 mô hình. Ta có thể đưa ra một số nhận xét như sau: - Chuỗi lợi nhuận kỳ vọng khi loại bỏ lãi suất phi rủi ro, chuỗi phần bù thị trường, chuỗi phần bù quy mô và chuỗi phần bù giá trị đều là chuỗi dừng ở mức ý nghĩa 1% - 11 DMĐT không có hiện tượng đa cộng tuyến. Vì vậy khi đưa cả ba biến phần Trườngbù thị trường, phầ nĐại bù quy môhọc và ph ầKinhn bù giá trị vàotế mô Huế hình mà vẫn có ý nghĩa. - 11 DMĐT hầu như không có hiện tượng tự tương quan, phương sai sai số thay đổi và đa số đều là những mô hình ổn định.
PHẦN III: KẾT LUẬN 1. Kết luận Với việc thu thập và xử lý số liệu của 196 cổ phiếu trên sàn HOSE trong khoảng thời gian từ tháng 2/2012 đến tháng 02/2018 làm cơ sở dữ liệu cho bài nghiên cứu, kết quả thu được là mô hình 3 nhân tố Fama – French phù hợp trong việc giải thích TSSL của cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Từ kết quả đó cũng có thể kết luận rằng, việc mô hình Fama – French sử dụng 3 nhân tố đã cải thiện rất nhiều những hạn chế của mô hình định giá tài sản vốn CAPM. Với 3 nhân tố được đề cập trong mô hình Fama – French là phần bù rủi ro thị trường, nhân tố quy mô và nhân tố giá trị thì phần bù rủi ro thị trường (Rm) là nhân tố tác động nhiều nhất đến đến TSSL, tiếp đến là nhân tố quy mô (SMB) và nhân tố giá trị (HML) tác động ít đáng kể nhất. Kết quả bài nghiên cứu cũng phù hợp với kết quả của Fama – French năm 1993 là TSSL Trườngcủa các công ty có Đạiquy mô nh họcỏ cao hơn Kinh TSSL của cáctế công Huế ty có quy mô lớn; các công ty có tỷ số BE/ME càng cao thì TSSL càng cao. Điều này hoàn toàn phù hợp trên thực tế. 2. Hạn chế của đề tài
Bài nghiên cứu chỉ tiến hành trong khoảng thời gian từ tháng 02/2012 đến tháng 02/2018 là một khoảng thời gian ngắn so với thời gian hơn 20 năm hoạt động của TTCK Việt Nam nên chỉ phản ánh được sự tác động của 3 nhân tố: phần bù rủi ro thị trường, nhân tố quy mô và nhân tố giá trị ở khoảng thời gian ngắn. Bên cạnh đó, như đã trình bày ở trên, bài nghiên cứu chỉ tập trung nghiên cứu 196 cổ phiếu trên sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE), trong khi Việt Nam có TTCK tại Hà Nội (gồm sàn HNM và UPCOM) nữa, vì vậy, không thể nói là đã bao quát được toàn bộ TTCK Việt Nam. Việc thu thập và xử lý số liệu của 196 cổ phiếu trong vòng gần 7 năm có thể có sai sót khi nhập hay xử lý số liệu vì lượng nội dung và thông tin quá lớn. Dẫn đến bộ số liệu dùng để chạy mô hình có thể có vài sai sót. Do hạn chế về mặt thời gian cũng như năng lực, nên tôi chưa tìm hiểu kỹ càng về mô hình Fama – French và các mô hình được đề cập đến trong bài nên có một vài nội dung có thể còn sai sót. 3. Hướng phát triển của đề tài Đây là một đề tài rất hay và có tính thực tiễn cao, trong tương lai, nếu có thời gian, tôi sẽ tiến hành kiểm định mô hình này trên toàn bộ TTCK Việt Nam, kể cả sàn Giao dịch Chứng khoán TP.HCM và Hà Nội trong khoảng thời gian dài hơn nữa để có cái nhìn chính xác nhất về khả năng ứng dụng của mô hình. Ngoài ra, mô hình Fama – French đã phát triển tới 5 nhân tố, hy vọng trong thời gian tớTrườngi, tôi sẽ nghiên cứu Đạithêm 2 nhân học tố còn lạKinhi để xem xét tếsự ảnh Huế hướng của nó tới TTCK Việt Nam có lớn như 3 nhân tố trước đó hay không. Trên đây là những đóng góp mà đề tài có thể phát triển theo hướng chủ quan của tác giả. Tuy đề tài chỉ mới dừng lại ở mức độ kiểm định đơn giản, bị hạn chế về mặt thời gian và số lượng cổ phiếu được nghiên cứu, nhưng tôi hy vọng bài luận văn này sẽ
góp phần làm cơ sở cho các bài nghiên cứu cùng đề tài sau đó hay cung cấp thêm những hiểu biết về TTCK Việt Nam cho các bạn sinh viên, các nhà phân tích tài chính chứng khoán hay các NĐT quan tâm tới vấn đề này. 4. Khuyến nghị cho các NĐT Qua bài luận văn “Phân tích mô hình 3 nhân tố Fama – French trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh” có thể nhận thấy tầm quan trọng của ba nhân tố: rủi ro thị trường, quy mô công ty và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của một cổ phiếu bất kỳ đối với TSSL của cổ phiếu. Điều đó cho thấy, trước khi đưa ra các quyết định đầu tư, NĐT nên cân nhắc nghiên cứu đến ba nhân tố này để có thêm nhận định về khả năng sinh lợi của một cổ phiếu và rủi ro của cổ phiếu. Bên cạnh đó, NĐT nên tích cực tìm hiểu các phương tiện thông tin đại chúng như bản tin kinh tế của các kênh truyền hình quốc gia (Bản tin kinh tế thị trường, bản tin chứng khoán, ) hay đọc thêm các tờ báo về cổ phiếu và chứng khoán ( ) để có thêm cái nhìn khách quan và chính xác về sự biến động của giá các cổ phiếu cũng như thị trường trước khi đưa ra các quyết định đầu tư. Hiện nay, việc nhiễu loạn thông tin chứng khoán, các thông tin đánh lừa hay lừa đảo xuất hiện rất nhiều, làm NĐT hoang mang và lo lắng. Vì vậy, tìm hiểu thị trường chứng khoán từ những nguồn tin đáng tin cậy là rất quan trọng đối với các NĐT khi tham gia vào thị trường đầy biến động này. Trường Đại học Kinh tế Huế
TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Tài liệu [1] Bùi Minh Khang (2016), Khóa luận tốt nghiệp, Đại học kinh tế Huế. [2] Eugene F.Fama, Kenneth R.French (1992), Common risk in the returns on stocks and bonds. [3] Hoàng Thị Lan Vy (2014), Khóa luận tốt nghiệp, Đại học kinh tế Huế. [4] Lê Hoàng Nga (2011), Giáo trình Thị trường chứng khoán. [5] Nguyễn Minh Kiều (2010), Giáo trình Tài chính doanh nghiệp cơ bản, Nhà xuất bản Thống kê. [6] Trương Đông Lộc và Dương Thị Huyền Trang (2014), mô hình 3 nhân tố Fama – French:Trường các bằng chứng thĐạiực nghiệ mhọc tại sở giao Kinh dịch chứ ngtế khoán Huế TP.HCM, tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ [7] Võ Thị Ngọc Dung (2013), tìm hiểu những biến động của TTCK Việt Nam từ năm 2006 đến nay, Học viện Tài chính.
2. Trang web [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9] [10] Trường Đại học Kinh tế Huế
PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: Tên 196 cổ phiếu và tên công ty tương ứng Mã cổ Tên công ty Ngành phiếu AAA Công ty Cổ phần Nhựa và Môi Sản xuất các sản phẩm nhựa và trường Xanh An Phát cao su AAM Công ty Cổ phần Thủy sản Mekong Sản xuất thực phẩm ABT Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Sản xuất thực phẩm TrườngThủy sản Bến Tre Đại học Kinh tế Huế ACC Công ty cổ phần Bê tông Becamex Sản xuất sản phẩm khoáng chất phi kim, xi măng và các sản phẩm bê tông
ACL Công ty cổ phần Xuất nhập khẩu Sản xuất thực phẩm Thủy sản Cửu Long An Giang AGF Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Sản xuất thực phẩm Thủy sản An Giang AGR Công ty Cổ phần Chứng khoán Tài chính, Bảo hiểm Agribank ANV Công ty Cổ phần Nam Việt Sản xuất thực phẩm APC Công ty Cổ phần Chiếu xạ An Phú Sản xuất nông nghiệp ASM Công ty Cổ phần Tập đoàn Sao Mai Sản xuất thực phẩm ASP Công ty Cổ phần Tập đoàn Dầu khí Năng lượng, nhiên liệu An Pha BBC Công ty Cổ phần Bibica Sản xuất thực phẩm BCE Công ty Cổ phần Xây dựng và Giao Xây dựng và Bất động sản thông Bình Dương BIC TrườngTổng Công ty CĐạiổ phần Bhọcảo hiểm KinhTài chính, Bảotế hiểm Huế Ngân hàng Đầu tư và phát triển Việt Nam BMC Công ty cổ phần Khoáng sản Bình Khai khoáng