325-Article Text-971-2-10-20180816

KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP ÁP DỤNG MƠ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN ĐỂ XÁC ĐỊNH LỢI SUẤT KỲ VỌNG CỦA CỔ PHIẾU: TRƯỜNG HỢP CÁC DOANH NGHIỆP SẢN XUẤT THÉP NIÊM YẾT TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Lê Phương Lan* Tóm tắt Một bước quan trọng tiến hành định giá cổ phiếu doanh nghiệp xác định lợi suất chiết khấu cho phù hợp Bài viết áp dụng mơ hình định giá tài sản phổ biến (CAPM, APT, Fama-French) vào xác định lợi suất kỳ vọng cổ phiếu doanh nghiệp ngành thép niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam Tác giả so sánh khác biệt kết tìm mơ hình, giải thích lý cho khác biệt Cuối tác giả đưa số gợi ý cho mơ hình phù hợp để áp dụng vào định giá doanh nghiệp sản xuất thép Việt Nam Từ khóa: Lợi suất kỳ vọng, CAPM, APT, Fama - Frech Mã số: 100.080514 Ngày nhận bài: 08/05/2014 Ngày hoàn thành biên tập: 16/03/2015 Ngày duyệt đăng: 21/03/2015 Xác định lợi suất kỳ vọng cổ phiếu mơ hình định giá tài sản 1.1 Mơ hình CAPM (Capital Asset Pricing Model) Mơ hình CAPM mơ hình trình bày lý thuyết giản đơn mối quan hệ lợi suất rủi ro, giới thiệu độc lập Jack Treynor (1961-1962), William Sharpe (1964), John Lintner (1965) Jan Mossin (1966); dựa cơng trình nghiên cứu trước Harry Markowitz (1952) lý thuyết quản trị danh mục đầu tư đại Theo đó, tài sản/danh mục mà có rủi ro cao lợi suất kỳ vọng tài sản/danh mục tăng lên Mối quan hệ lợi suất kỳ vọng rủi ro mơ hình CAPM biểu diễn sau: E ( R i= ) R f + βi ,m (E ( R m ) − R f ) * Rf: Lợi suất phi rủi ro βi,m: Độ nhạy cảm tài sản, đo lường độ rủi ro tài sản thứ i so với danh mục thị trường Cov(R i , R m ) βi,m = Var(R m ) Trong đó: E(Rm): Lợi suất kỳ vọng thị trường E(Ri): Lợi suất kỳ vọng tài sản (E(Rm) – Rf): Phần bù rủi ro thị trường ThS, Trường Đại học Ngoại thương, email: hoanglanbest@yahoo.com Số 71 (03/2015) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 103 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Mơ hình Fama-French nhân tố (FamaFrench Model, three-factor) 1.3 Mơ hình APT (Arbitrage Pricing Theory Model) Nghiên cứu thực nghiệm Eugene Fama Kenneth French vào năm 1992 cho thấy mơ hình CAPM khơng giải thích lợi suất bình qn chứng khốn doanh nghiệp Mỹ giai đoạn 1963-1990 Do đó, Fama French bắt đầu quan sát hai nhóm cổ phiếu có khuynh hướng tốt so với tồn thị trường nhóm cổ phiếu có giá trị vốn hóa nhỏ nhóm cổ phiếu cơng ty có tỉ số giá trị sổ sách giá trị thị trường cao (tỷ số B/P cao) Hai nhân tố Fama French bổ sung vào mơ hình CAPM, hình thành mơ hình lượng hóa mối quan hệ rủi ro lợi suất mang tên hai ơng, mơ hình Fama-French ba nhân tố: Đây mơ hình tính lợi suất kỳ vọng dựa lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá, giới thiệu nhà kinh tế học Stephen Ross vào năm 1976 E ( R i= ) R f + βi ,m ( E ( R m ) − R f ) + βi,SMB SMB + βi ,HML HML Trong đó: E(Ri): Lợi suất kỳ vọng tài sản Rf: Lợi suất phi rủi ro E(Rm): Lợi suất kỳ vọng thị trường (E(Rm) – Rf): Phần bù rủi ro thị trường SMB (“Small Minus Big”): Phần bù quy mô, đo lợi suất trung bình danh mục gồm chứng khốn có giá trị vốn hóa nhỏ trừ lợi suất trung bình danh mục gồm chứng khốn có giá trị vốn hóa lớn HML (“High (B/P) Minus Low (B/P)”): Phần bù giá trị, đo lợi suất trung bình danh mục gồm chứng khốn có giá trị sổ sách giá trị thị trường (B/P) cao (cổ phiếu có giá trị) trừ lợi suất trung bình danh mục gồm chứng khốn có giá trị sổ sách giá trị thị trường (B/P) thấp (cổ phiếu tăng trưởng) βi,m, βi,SMB, βi,HML: Độ nhạy nhân tố thị trường, nhân tố quy mô nhân tố giá trị chứng khốn 104 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Ross xây dựng mơ hình APT với cơng thức đơn giản sau: k E ( R i ) = R f + ∑βi , j RPi , j Trong đó: j=1 E(Ri): Lợi suất kỳ vọng tài sản i Rf: Lợi suất phi rủi ro k: Số nhân tố vĩ mô lựa chọn βi,j: Độ nhạy tài sản i nhân tố vĩ mô thứ j RPi,j: Phần bù rủi ro nhân tố vĩ mơ thứ j Như vậy, thấy, mơ hình APT tương đồng với mơ hình CAPM Fama-French nhân tố lợi suất kỳ vọng chứng khốn/danh mục tính lợi suất phi rủi ro cộng với giá trị phần bù rủi ro Tuy nhiên, nhân tố vĩ mô mơ hình APT khơng cố định; dẫn tới khác biệt tính tốn lợi suất kỳ vọng chứng khoán/danh mục mơ hình APT ứng dụng nhà đầu tư khác Theo Chen, Roll Ross (1986), số nhân tố vĩ mơ sử dụng bao gồm: - Sự thay đổi lạm phát, đo số CPI - Sự thay đổi GNP, đo số sản xuất công nghiệp - Sự thay đổi rủi ro khả toán trái phiếu doanh nghiệp - Sự thay đổi đường cong lợi suất Soá 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Trên thực tế, số nhân tố vĩ mơ khác sử dụng, bao gồm: - Lãi suất ngắn hạn tháng 08/2010 tới tháng 08/2013 2.1.2 Phạm vi không gian Theo bảng 1, tác giả lựa chọn 10 doanh - Sự khác biệt lãi suất dài hạn ngắn nghiệp sản xuất thép lớn niêm yết thị hạn trường chứng khoán Việt Nam (Sở giao dịch - Một số chững khoán đa dạng chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh – HSX Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hà Nội hóa đầy đủ – HNX) để thực nghiên cứu; có - Giá dầu, giá vàng giá kim loại khác doanh nghiệp niêm yết HSX doanh - Tỷ giá hối đoái nghiệp niêm yết HNX Lý lựa chọn mẫu Áp dụng mơ hình định giá tài sản vào quan sát theo cấu 7/3 khác biệt trường hợp doanh nghiệp sản xuất quy mô sở giao dịch, thể mức thép niêm yết thị trường chứng khốn độ vốn hóa thị trường Ngồi ra, doanh nghiệp nói doanh nghiệp lớn, cổ Việt Nam phiếu có tính khoản cao, điều giúp 2.1 Phạm vi nghiên cứu mơ hình khơng bị tác động khác biệt 2.1.1 Phạm vi thời gian tính khoản, vốn nhân tố Các liệu nghiên cứu nghiên cứu trước nước thu thập khoảng thời gian năm, từ có tác động mạnh đến lợi suất cổ phiếu Bảng Các doanh nghiệp thép niêm yết HSX HNX lựa chọn nghiên cứu STT 10 Mã chứng khoán BVG DNY DTL HLA HPG HSG POM TLH VGS VIS Sở giao dịch niêm yết HNX HNX HSX HSX HSX HSX HSX HSX HNX HSX 2.2 Phương pháp nghiên cứu thu thập liệu 2.2.1 Mơ hình CAPM E ( R i= ) R f + βi ,m (E ( R m ) − R f ) 2.2.1.1 Giá trị Rf Giá trị Rf tính dựa lợi suất Trái phiếu Chính phủ Việt Nam, kỳ hạn năm Soá 71 (03/2015) Giá (20/09/2013) 2,900 7,600 12,400 4,500 33,000 39,200 12,500 5,900 4,300 10,300 Số liệu lấy từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, phiên đấu thầu nằm khoảng thời gian nghiên cứu (tháng 08/2010 tới tháng 08/2013) Sau đó, tác giả tính bình qn gia quyền lợi suất Trái phiếu Chính phủ với quyền số khối lượng trúng thầu phiên để tính giá trị Rf cuối Tác giả tính tốn giá trị 8.33%/năm Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 105 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP đầu tư thị trường Việt Nam: (1) Chứng khốn (trong bao gồm nhiều doanh nghiệp bất động sản – đại diện cho kênh đầu tư (2) Bất động sản), (3) Vàng, (4) VND (5) USD: 2.2.1.2 Giá trị E(Rm) Về lý thuyết, giá trị E(Rm) lợi suất kỳ vọng thị trường, bao gồm tất loại tài sản có rủi ro Do đó, nghiên cứu, tác giả tính tốn giá trị E(Rm) dựa kênh Bảng Các loại tài sản có rủi ro dùng để tính giá trị E(Rm) Chứng khốn (trong bao gồm Tài sản Bất động sản) VN-INDEX HNX-INDEX Tỷ 6.5% 1% trọng Thay đổi số VNINDEX HNX-INDEX Loại lợi hàng tháng; giá suất trị số tháng lấy vào ngày giao dịch tháng Vàng USD VND 27.5% 20% 45% Bao gồm loại lợi suất: Phần trăm (1) Phần trăm thay đổi thay đổi của giá USD hàng tháng giá vàng (2) Lợi suất thu hàng tháng hàng tháng từ việc gửi USD vào ngân hàng Theo quan điểm tác giả, giả định tỷ trọng phân bổ tài sản hợp lý Trên thực tế, giai đoạn 2010-2013, kênh đầu tư chứng khoán bất động sản thu lợi suất âm; nhà đầu tư phân bổ tỷ trọng danh mục mức thấp (7.5%) Hơn nữa, bối cảnh kinh tế vĩ mơ giới nói chung Việt Nam nói riêng thời gian vừa qua không ổn định, nhà đầu tư Việt Nam có xu hướng nắm giữ tài sản có độ rủi ro thấp (vàng, USD) – tác giả giả định tổng tỷ trọng lên tới 47.5% Và cuối cùng, lợi suất từ việc nắm giữ VND gửi ngân hàng lớn (có thời điểm lên tới 14%/năm), tác giả ước tính tỷ trọng kênh đầu tư vào khoảng 45% Lợi suất thu hàng tháng từ việc gửi VND vào ngân hàng nói chung Tuy nhiên bối cảnh Việt Nam giai đoạn này, thận trọng người dân dẫn đến kỳ vọng lợi suất trung bình thị trường thấp 2.2.1.3 Giá trị βi,m Giá trị βi,m lường mối tương quan giá cổ phiếu doanh nghiệp thứ i với danh Cov(R i , R m ) mục thị trường: βi,m = Var(R m ) Trong đó, giá cổ phiếu doanh nghiệp, tương tự số VN-INDEX HNXINDEX, lấy giá trị đầu tháng nghiên cứu 2.2.2 Mơ hình Fama-French nhân tố E ( R i= ) R f + β i ,m ( E ( R m ) − R f ) Tổng kết lại, với giả định trên, tác + βi ,SMB SMB + βi ,HML HML giả ước tính E(Rm) thị trường Việt Nam Trong đó, mơ hình Fama-French nhân tố năm 2010-2013 vào khoảng 8.70%/ năm Sự chênh lệch không đáng kể Rf có số hạng đầu tương tự so với mơ hình Rm gặp thị trường tài CAPM 106 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Bảng Các doanh nghiệp lựa chọn để tính giá trị SMB mơ hình Fama-French nhân tố (Đơn vị Vốn hóa thị trường: Tỷ VND) STT 10 11 12 13 14 15 Danh mục có giá trị vốn hóa nhỏ Mã chứng Vốn hóa thị trường khoán (tháng 09/2013) DVP 1,340 MPC 1,526 PET 1,390 PGD 1,274 PLC 1,054 PNJ 1,944 SBT 1,694 TAC 871 TBC 1,029 TMP 1,015 TRA 1,949 TRC 1,276 VHC 1,385 VNS 1,660 VSC 1,163 Danh mục có giá trị vốn hóa lớn Mã chứng Vốn hóa thị trường khốn (tháng 09/2013) ACB 14,099 BVH 25,109 CTG 64,043 DHG 7,060 DPM 15,425 EIB 17,668 FPT 12,078 HAG 14,579 KDC 8,274 MSN 57,822 PVD 14,766 STB 19,423 VCB 56,313 VIC 54,713 VNM 118,356 Bảng Các doanh nghiệp lựa chọn để tính giá trị HML mơ hình Fama-French nhân tố Danh mục có số B/P cao STT B/P Mã chứng khoán (tháng 09/2013) BST 1.2 BTP 1.23 DQC 1.19 HMH 1.22 HVT 1.14 KHP 1.12 MCP 1.09 SED 1.22 SJD 1.02 10 VNL 1.22 Danh mục có số B/P thấp B/P Mã chứng khoán (tháng 09/2013) ALP 0.42 BVH 0.47 DHG 0.22 FPT 0.47 HAG 0.66 HHL 0.13 HRC 0.54 MSN 0.25 VIC 0.09 VNM 0.14 (Nguồn: Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam) Số 71 (03/2015) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 107 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP 2.2.2.1 Giá trị SMB HML 2.2.2.2 Giá trị βi,SMB, βi,HML Trên lý thuyết, giá trị SMB tính chênh lệch lợi suất theo tháng doanh nghiệp có giá trị vốn hóa nhỏ giá trị vốn hóa lớn: Cịn giá trị HML tính chênh lệch lợi suất theo tháng doanh nghiệp có giá trị B/P cao giá trị B/P thấp Trong nghiên cứu, tác giả lựa chọn 30 doanh nghiệp để tính SMB 20 doanh nghiệp để tính HML bảng Cũng tương tự giá cổ phiếu doanh nghiệp ngành thép, giá cổ phiếu danh mục để tính SMB HML lấy vào đầu tháng nghiên cứu Từ đó, giá trị βi,SMB, βi,HML đo lường mối tương quan giá cổ phiếu doanh nghiệp thép thứ i với danh mục SMB HML 2.2.3 Mô hình APT E ( R i ) =R f + ∑ j=1 βi , j RPi , j k Bảng Các nhân tố vĩ mô sử dụng mơ hình APT STT Tên nhân tố Mơ tả cách tính tốn INDEX Thay đổi dạng phần trăm theo tháng; tỷ trọng VN-INDEX HNX-INDEX 70% 30% (tương ứng với tỷ trọng số lượng doanh nghiệp thép nghiên cứu) CPI Giá vàng Thay đổi dạng phần trăm theo tháng Thay đổi dạng phần trăm theo tháng Giá USD Thay đổi dạng phần trăm theo tháng Thay đổi hàng tháng 108 Cán cân thương mại Mẫu số để dạng trị tuyệt đối phần lớn số liệu CCTM Việt Nam giai đoạn nhỏ Thay đổi hàng tháng Lãi suất liên ngân hàng Giá dầu Thay đổi dạng phần trăm theo tháng Chỉ số sản xuất công nghiệp Thay đổi dạng phần trăm theo tháng ln(LSLNHt) – ln (LSLNHt-1) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP 2.2.3.1 Lựa chọn nhân tố vĩ mô Theo Nguyen (2010), số lượng nhân tố nên số lẻ tối đa nhiều nhân tố dẫn tới kết hồi quy khơng xác Tuy nhiên, để đảm bảo phản ánh tồn khía cạnh vĩ mơ ảnh hưởng tới doanh nghiệp thép Việt Nam, tác giả xin lựa chọn nhân tố vĩ mô bảng 2.2.3.2 Giá trị βi,j Tương tự trên, giá trị βi,j sử dụng để đo lường mối tương quan giá cổ phiếu doanh nghiệp thép thứ i với nhân tố vĩ mô thứ j tổng số nhân tố vĩ mô 2.2.3.3 Giá trị RPi,j Giá trị phần bù rủi ro nhân tố vĩ mơ mơ hình APT, trái ngược với mơ hình CAPM với cơng thức tính tốn trực tiếp E(Rm) – Rf, biến khó xác định; Ross xây dựng mơ hình vào năm 1976, ông không đưa cơng thức cụ thể để tính tốn giá trị Hơn nữa, số lượng biến vĩ mô vô hạn nhà phân tích, áp dụng mơ hình APT, sử dụng nhân tố vĩ mơ khác Do đó, việc đưa cơng thức xác để tính phần bù rủi ro cho nhân tố điều bất hợp lý Vì vậy, tác giả ước lượng giá trị RPi,j mơ hình hồi quy khơng có biến chặn j=1k sau: ∆Pi ,t − R f = ∑∆Factorj,t βi , j RPi , j Trong đó: j=1 * Các biến chạy: i (từ đến 10): Doanh nghiệp thép thứ i j (từ đến 8): Nhân tố vĩ mô thứ j k: Số biến vĩ mô (bằng 8) t (từ đến 36): Tháng thứ t * Các biến số: Soá 71 (03/2015) ΔPi,t: Thay đổi giá cổ phiếu doanh nghiệp thép thứ i tháng thứ t Rf: Lãi suất phi rủi ro (%/tháng) ΔFactorj,t: Thay đổi giá trị nhân tố vĩ mô thứ j tháng thứ t βi,j RPi,j: Mối tương quan phần bù rủi ro doanh nghiệp thép thứ i với nhân tố vĩ mô thứ j Bảng Hồi quy không biến chặn để tính phần bù rủi ro cho cổ phiếu Tập đồn Hịa Phát – HPG SUMMARY OUTPUT Regression Statistics Multiple R 71.05% R Square 50.47% Adjusted R Square 34.52% Standard Error 0.00 Observations 36 ANOVA Regression Residual Total df 28 36 Coefficients (RPHPG,j) Intercept INDEX 1.02% Chỉ số CPI -5.70% Chỉ số giá vàng 1.48% Chỉ số giá USD -0.11% Cán cân thương mại 1.70% Lãi suất liên ngân hàng 0.04% Giá dầu 1.23% Chỉ số sản xuất công nghiệp -0.76% (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp tính tồn phần mềm Microsoft Excel) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 109 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Với thơng số cịn lại biết, giá trị RPi,j doanh nghiệp thép theo nhân tố vĩ mơ dược ước lượng cách tương đối xác; đơn cử ví dụ cho cổ phiếu Tập đồn Hịa Phát bảng 2.3 Phân tích kết nghiên cứu Bảng Kết ước lượng lợi suất kỳ vọng cổ phiếu 10 doanh nghiệp thép, mối tương quan với số tiêu đo lường lợi suất thực tế (Đơn vị: Phần trăm) BVG DNY DTL HLA HPG CAPM 8.39 7.62 Fama-French 7.99 7.89 Phương nhân tố pháp ước APT 7.23 6.40 lượng lợi APT’ 5.22 6.18 suất kỳ APT” 5.07 5.97 vọng Trung bình 5.84 6.18 APT1 Lợi suất thực tế khoản đầu tư -45.89 -30.61 (08/201008/2013) Một số tiêu đo ROA lường lợi (%/năm) -2.02 5.08 suất (08/2010thực tế 08/2013) ROE (%/năm) -9.01 13.49 (08/201008/2013) HSG POM TLH VGS VIS 8.43 8.16 8.41 8.27 8.07 7.89 8.76 8.69 8.41 9.15 7.17 9.43 8.45 9.42 9.15 8.87 5.70 6.92 10.59 10.25 9.36 9.08 8.03 6.11 6.40 8.06 6.92 7.41 9.31 10.18 9.50 9.08 7.01 6.84 7.36 7.83 8.59 8.66 8.19 7.42 6.72 7.08 10.03 9.61 7.73 8.09 8.42 7.24 -9.41 -33.18 7.11 18.11 -23.80 -23.03 -36.52 -36.87 4.23 0.33 7.70 5.39 1.71 4.37 0.92 2.28 10.62 1.54 18.27 15.47 4.26 9.40 2.24 5.54 (Nguồn: Tác giả tự thu thập số liệu tính tốn) : Bằng trung bình cộng APT, APT’ APT” Bảng trình bày kết ước lượng lợi suất kỳ vọng 10 doanh nghiệp thép niêm yết theo phương pháp khác nhau; mối tương quan với số tiêu đo lường lợi suất thực tế tác giả lựa chọn, bao gồm lợi suất thực tế khoản đầu tư (được tính chênh lệch giá cuối kỳ giá đầu kỳ nghiên cứu cổ phiếu), ROA ROE doanh nghiệp 110 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Tuy nhiên, áp dụng phương pháp APT để tính lợi suất kỳ vọng, tác giả nhận thấy có nhiều biến vĩ mơ đặt phương trình hồi quy trở nên khơng có ý nghĩa mơ hình Đơn cử theo bảng 8, mơ hình hồi quy giá cổ phiếu Cơng ty Cổ phần Tập đồn Hoa Sen – HSG, có biến vĩ mơ khơng có ý nghĩa biến giá USD biến số sản xuất cơng nghiệp; cịn Cơng ty Cổ Số 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Bảng Các nhân tố vĩ mơ mơ hình APT có ý nghĩa mơ hình hồi quy (Đơn vị: Phần trăm) Chỉ số giá vàng Chỉ Cán cân Lãi suất số giá thương liên ngân USD mại hàng Chỉ số sản xuất cơng nghiệp Mơ hình hồi quy của: INDEX Chỉ số CPI BVG x x x x DNY x x x x x DTL x x x x HLA x x x x x x HPG x x x x x x HSG x x x POM x x TLH x x VGS x x x x x VIS x x x x x x Tổng số lượng 10 10 6 x x x x x Giá dầu x x x (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp tính tốn từ phần mềm Microsoft Excel) Bảng So sánh số phản ánh độ phù hợp R2 R2 hiệu chỉnh APT APT” R2 hiệu chỉnh có đủ biến vĩ mơ (APT) R2 hiệu chỉnh có R2 có biến biến vĩ mơ có ý nghĩa đối vĩ mơ có ý nghĩa với mơ hình (APT”) mơ hình (APT”) BVG 95.10% 95.63% 96.11% DNY 86.89% 87.69% 89.40% DTL 81.22% 83.11% 84.99% HLA 93.75% 94.05% 95.04% HPG 77.88% 78.85% 82.38% HSG 88.41% 88.89% 90.74% POM 93.21% 93.76% 94.45% TLH 91.98% 92.48% 93.31% VGS 97.29% 97.43% 97.86% VIS 96.67% 96.89% 97.41% (Nguồn: Tác giả tự tổng hợp tính tốn từ phần mềm Microsoft Excel) Số 71 (03/2015) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 111 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP phần Đại Thiên Lộc – DTL, có biến có ý nghĩa biến INDEX (phản ánh ảnh hưởng số VN-INDEX HNX-INDEX), số CPI, lãi suất liên ngân hàng số sản xuất cơng nghiệp Do đó, tác giả tiến hành loại bớt biến vĩ mô khỏi mơ hình doanh nghiệp thép, hình thành nên kết khác bảng APT’ APT”: - APT’: Tác giả loại bỏ biến, bao gồm số giá vàng, giá dầu số sản xuất công nghiệp, khỏi tất mơ hình hồi quy 10 doanh nghiệp, đưa mơ hình APT cịn biến vĩ mơ Ba biến vĩ mơ bị loại bỏ ba biến có tần suất có ý nghĩa thấp mơ hình (dịng Tổng số lượng bảng 8) - APT”: Với mơ hình hồi quy doanh nghiệp, tác giả loại bỏ biến vĩ mô khơng có ý nghĩa giữ lại biến vĩ mơ có ý nghĩa (như dấu “x” bảng 8) Bảng trình bày kết mơ hình APT”, sau loại bỏ biến vĩ mơ khơng có ý nghĩa mơ hình Chúng ta thấy, số R2 hiệu chỉnh tăng lên sau bỏ biến, chứng tỏ mô hình APT” hoạt động xác mơ hình APT Điều tiếp tục kiểm chứng xác phần sau nghiên cứu, so sánh mối tương quan mơ hình APT’’ APT với ROA doanh nghiệp Cùng với đó, giá trị R2 sau bỏ biến đứng mức cao, lớn 80% chứng tỏ mơ hình APT” giải thích phần lớn biến động giá cổ phiếu doanh nghiệp ngành thép Khi so sánh lợi suất kỳ vọng tương lai tới (được ước lượng mơ hình) lợi suất thực tế khoản đầu tư (được tính tốn năm từ tháng 08/2010 tới tháng 08/2013), thấy, 9/10 doanh 112 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI nghiệp (trừ HSG) có mức lợi suất thực tế nhỏ mức lợi suất kỳ vọng; 8/10 doanh nghiệp có mức lợi suất thực tế âm lớn Mặc dù lợi suất thực tế giá trị khứ lợi suất kỳ vọng giá trị tương lai (việc so sánh chúng khập khiễng), phủ nhận cách biệt lớn loại lợi suất kể nói lên mơ hình hoạt động phần không hiệu Lý dẫn tới điều này, theo ý kiến tác giả, nằm khoảng thời gian nghiên cứu (từ 08/2010 tới 08/2013): - Khoảng thời gian nghiên cứu ngắn, có năm nên dẫn tới kết ước lượng lẫn thực tế khơng xác Trên giới, cơng trình nghiên cứu lợi suất thường có số liệu kéo dài nhiều năm: Chen, Roll Ross (1986): 30 năm; Gunsel Cukur (2007): 14 năm hay Nguyen (2010): 13 năm - Giai đoạn Việt Nam “hậu” khủng hoảng kinh tế, chứng kiến “bong bóng” bất động sản bị vỡ kinh tế vĩ mô bất ổn Điều tác động gián tiếp tới tâm lý nhà đầu tư mà cón tác động trực tiếp tới doanh nghiệp sản xuất thép – đầu vào cho ngành bất động sản Theo Nguyen (2010), giai đoạn khủng hoảng nên loại bỏ khỏi mô hình hồi quy số liệu giai đoạn khơng có ý nghĩa thống kê Tác giả nhận thấy khoảng thời gian nghiên cứu hợp lý Việt Nam từ năm 2000 tới năm 2006 – kinh tế vĩ mô ổn định Tuy nhiên, thực tế, việc thay đổi mở rộng khoảng thời gian nghiên cứu không khả thi số lý sau: - Hệ thống sở liệu Việt Nam thiếu thốn khơng xác, đặc biệt Số 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP số liệu trước Việt Nam gia nhập WTO (2007) - Thị trường chứng khốn Việt Nam cịn non trẻ, với việc doanh nghiệp thép niêm yết khoảng thời gian gần (2009-2010), lâu Tập đồn Hịa Phát – tháng 11/2007; dẫn tới việc thống kê bất khả thi Tuy nhiên, nhìn chung, theo quan điểm tác giả, ước lượng lợi suất kỳ vọng theo mơ hình phần mơ tả xác triển vọng phát triển doanh nghiệp Chỉ số ROA thống kê năm (08/201008/2013) thời điểm doanh nghiệp thép hoạt động khó khăn Vậy, tương lai, kinh tế Việt Nam phục hồi, doanh nghiệp với hoạt động sản xuất ổn định hồn tồn đạt mức tăng trưởng tương đương với lợi suất kỳ vọng Vậy câu hỏi đặt phương pháp xác định lợi suất, phương pháp tỏ xác cả? Với giả định khả tăng trưởng tương lai doanh nghiệp tỷ lệ thuận với ROA khứ, tác giả tiến hành kiểm định mối tương quan lợi suất kỳ vọng ước tính theo phương pháp ROA giá trị R2 β, kết thu sau: Model CAPM -0.0319 6.99% Fama-French nhân -0.0657 6.38% tố APT 0.2583 17.74% APT’ 0.2674 30.02% APT” 0.3405 43.24% Trung bình APT 0.2887 36.30% (Nguồn: Tác giả tự tính tốn) Từ bảng trên, rút số kết luận sau: Soá 71 (03/2015) - Hai mơ hình CAPM Fama-French nhân tố gần khơng có tương quan với ROA (R2 nhỏ 10%), chí giá trị β cịn đạt âm – tương quan ngược chiều! - Mơ hình APT hoạt động hiệu mơ hình, với mức trung bình β R2 đạt 0.2887 36.30% Theo quan điểm tác giả, số lý sau dẫn tới dự báo tương đối xác mơ hình APT nói chung APT” nói riêng; khơng thành cơng mơ hình CAPM Fama-French nhân tố: - APT: Mơ hình APT dự báo xác APT bao quát hầu hết biến vĩ mơ có ảnh hưởng tới hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp Trên thực tế, với thị trường Việt Nam, nhà đầu tư nhạy cảm với thông tin vĩ mô số CPI, giá vàng, giá dầu, số sản xuất cơng nghiệp…; đó, giá cổ phiếu phụ thuộc lớn vào nhân tố vĩ mơ - Sau đó, tác giả tiếp tục cải tiến mơ hình APT khảo sát nhân tố vĩ mơ có ý nghĩa doanh nghiệp cụ thể Và hệ quả, kết chí phản ánh xác - CAPM: Một nhược điểm mơ hình CAPM xét tới nhân tố thị trường nhân tố rủi ro có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu Do có q yếu tố làm cho mơ hình CAPM hoạt động xác - Fama-French nhân tố: Về lý thuyết, Fama-French nhân tố mơ hình nâng cấp so với CAPM, kết lợi suất kỳ vọng phải xác Tuy nhiên thực tế tính tốn, mơ hình CAPM lại hoạt Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 113 KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP động hiệu Fama-French nhân tố Lý nằm nhân tố SMB HML sau: + Về số lượng: Số lượng doanh nghiệp SMB HML (lần lượt 15 10) không đủ lớn để đại diện để tạo nên danh mục, dẫn tới việc dự báo khơng xác + Về chất lượng: Fama-French không đưa khái niệm cụ thể việc doanh nghiệp gọi có mức vốn hóa thị trường lớn/nhỏ hay có số B/P cao/thấp – điều phụ thuộc vào thị trường riêng biệt Điều gây nên nhiều khó khăn thu thập liệu chọn doanh nghiệp có giá trị vốn hóa thị trường thấp/chỉ số B/P cao (đa phần doanh nghiệp có hoạt động kinh doanh khơng hiệu làm giảm giá trị cổ phiếu), giá trị SMB HML mang dấu âm lớn đó, mơ hình trở nên khơng có ý nghĩa KẾT LUẬN Sau thực nghiên cứu việc áp dụng mơ hình định giá tài sản xác định lợi suất kỳ vọng cổ phiếu doanh nghiệp sản xuất thép niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả xin rút số kết luận sau: Thứ nhất, có chênh lệch lớn lợi suất thực tế khoản đầu tư vào cổ phiếu doanh nghiệp sản xuất thép với lợi suất kỳ vọng ước tính thơng qua mơ hình CAPM, Fama-French nhân tố APT Điều lý giải phần nằm khoảng thời gian nghiên cứu ngắn lại rơi vào giai đoạn kinh tế Việt Nam khơng ổn định Thứ hai, có khác biệt lớn với lợi suất thực tế, kết ước lượng lợi suất kỳ vọng, đặc biệt từ mơ hình APT, lại có tương đồng định với số ROA doanh nghiệp; ngụ ý tương lai, kinh tế Việt Nam ổn định trở lại, doanh nghiệp sản xuất thép hồn tồn đạt đến mức lợi suất kỳ vọng Thứ ba, số mơ hình ứng dụng để xác định lợi suất kỳ vọng, mô hình APT tỏ hiệu cả; đặc biệt bỏ bớt biến khơng có ý nghĩa (mơ hình APT”) Trong đó, mơ hình CAPM Fama-French nhân tố khơng có ý nghĩa xác định lợi suất kỳ vọng doanh nghiệp thép Việt Nam Lý cho việc đến từ đơn giản mơ hình (CAPM) hay khó khăn gặp phải thống kê biến SMB HML (FamaFrench nhân tố) Cuối cùng, riêng mơ hình APT, hai nhân tố vĩ mơ có tác động nhiều tới giá cổ phiếu doanh nghiệp thép biến INDEX biến số CPI Ở chiều ngược lại, ba nhân tố có tác động số giá vàng, giá dầu số sản xuất công nghiệp.q Tài liệu tham khảo Arnold, G., 2005 Corporate Financial Management 3rd ed Harlow: Financial Times/ Prentice Hall Breeden, D.T., 1979 An Intertemporal Asset Pricing Model with Stochastic Consumption and Investment Opportunities Journal of Financial Economics, 7(3), pp.265-296 114 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 71 (03/2015) KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Chen, Nai-Fu, Roll, R and Ross, S.A., 1986 Economic Forces and the Stock Market Journal of Business, 59(3), pp.383-403 Chong, J., Halcousis, D and Phillips, M.G., 2012 Misleading Betas: An Educational Example American Journal Of Business Education, 5(5), p.618 Fama, E.F and French, K.R., 1992 The Cross-Section of Expected Stock Returns Journal of Finance, 47(2), pp.427-465 Fama, E.F and French, K.R., 1993 Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds Journal of Financial Economics, 33(1), pp.3-56 Fama, E.F and French, K.R., 2004 The Capital Asset Pricing Model: Theory and Evidence Journal of Economic Perspectives, 18(3), pp.25-46 French, C.W., 2003 The Treynor Capital Asset Pricing Model Journal of Investment Management, 1(2), pp.60-72 Griffin, J.M., 2002 Are the Fama and French Factors Global or Country Specific? The Review of Financial Studies, 15(3), pp.783-803 10 Gunsel, N and Cukur, S., 2007 The Effects of Macroeconomic Factors on the London Stock Returns: A Sectoral Approach International Research Journal of Finance and Economics, 10, pp.140-152 11 Keith, C.B and Frank, K.R., 2009 Analysis of Investments and Management of Portfolios 9th ed Ohio: South-Western Cengage Learning 12 Merton, R.C., 1973 An Intertemporal Capital Asset Pricing Model Econometrica, 41(5), pp.867-887.  13 Nguyen, T.D., 2010 Arbitrage Pricing Theory: Evidence from an Emerging Stock Market Depocen Working Paper Series, 3, pp.3-18 14 Priestley, R., 1996 The Arbitrage Pricing Theory, Macroeconomic and Finance Factors and Expectations Generating Processes Journal of Finance, 20, pp.869-890 15 Roll, R and Ross, S.A., 1980 An Empirical Investigation of the Arbitrage Pricing Theory Journal of Finance, 35(5), pp.1073-1103 16 Ross, S.A., 1976 The Arbitrage Theory of Capital Asset Pricing Journal of Economic Theory, 13(3), pp.341-360 17 Sharpe, W.F, 1964 Capital Asset Prices: A Theory of Market Equilibrium Journal of Finance, 19(3), pp.425-442 Dữ liệu nghiên cứu thu thập từ nguồn sau: ; ; ; ; ; ; ; ; Số 71 (03/2015) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 115