Bất ổn lãi suất và tỷ giá hối đoái tác động đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ngân hàng những bằng chứng tại

GIỚI THIỆU

Ngày 11 tháng 7 năm 1998, Nghị định 48/CP của Chính Phủ đã chính thức thành lập thị trường chứng khoán Việt Nam, đánh dấu một bước ngoặt quan trọng trong lịch sử kinh tế quốc gia Để phát triển mạnh mẽ, một nền kinh tế cần đáp ứng các điều kiện vận hành theo cơ chế thị trường, trong đó vai trò của thị trường chứng khoán trong việc bổ sung vốn là rất cần thiết Sau hơn mười sáu năm hoạt động, thị trường chứng khoán Việt Nam ngày càng thực hiện tốt sứ mệnh của mình.

Trong những năm gần đây, rủi ro từ yếu tố kinh tế vĩ mô đã ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất lợi nhuận cổ phiếu, đặc biệt là trong ngành ngân hàng, nơi được coi là cổ phiếu blue-chip với vốn hóa lớn Từ giữa năm 2014, nhiều nhóm blue-chip, bao gồm cổ phiếu ngân hàng, đã trải qua tình trạng thanh khoản thấp và không còn giữ vị thế thống trị trên thị trường chứng khoán Các bất ổn về lãi suất và tỷ giá hối đoái đã thu hút sự chú ý của các nhà quản lý, nhà viết chính sách, và nhà đầu tư, do nhiều ngân hàng trên thế giới đang phải đối mặt với áp lực từ những biến động này, ảnh hưởng đến tỷ suất lợi nhuận mong đợi.

Hai yếu tố kinh tế vĩ mô quan trọng là lãi suất và tỷ giá hối đoái có tác động mạnh mẽ đến tỷ suất lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Độ nhạy của cổ phiếu ngân hàng đối với biến động lãi suất và tỷ giá có thể được lý giải qua các mô hình kinh tế lượng như mô hình định giá tài sản vốn quốc tế (ICAPM) của Merton, trong đó rủi ro lãi suất được xem là yếu tố quyết định đến lợi nhuận kỳ vọng Thêm vào đó, lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) cũng chỉ ra rằng rủi ro lãi suất và rủi ro tỷ giá hối đoái có thể gây ra những tác động tiêu cực đến giá cổ phiếu trong ngành ngân hàng Nói chung, độ nhạy của cổ phiếu ngân hàng đối với lãi suất và tỷ giá hối đoái là rất lớn, ảnh hưởng trực tiếp đến giá trị cổ phiếu của các tổ chức tài chính.

Kessel (1956), Bach và Ando (1957), cùng với France et al (1983) đã áp dụng Lý thuyết hợp đồng danh nghĩa để giải thích sự nhạy cảm của cổ phiếu ngân hàng, như được chỉ ra trong bảng cân đối kế toán (Flannery và James, 1984) Giả thuyết này cho rằng biến động lãi suất ảnh hưởng đến giá cổ phiếu ngân hàng phụ thuộc vào tổng tài sản ròng Cổ phiếu ngân hàng, với tài sản và nợ phải trả trên danh nghĩa, tác động đến lợi nhuận cổ phiếu thông qua ảnh hưởng của phân phối vốn do lạm phát.

Quá trình quốc tế hoá chưa hoàn tất của các tổ chức tài chính dẫn đến sự khác biệt trong độ nhạy cảm của lãi suất và tỷ giá hối đoái giữa các ngân hàng Do đó, các biến trong mô hình kinh tế lượng sẽ có sự khác nhau giữa các quốc gia và giữa các ngân hàng Tăng trưởng không cân đối giữa tài sản và nợ phải trả trong bảng cân đối kế toán, cùng với sự thay đổi bất ngờ của lãi suất và tỷ giá ngoại tệ, được xem là yếu tố quan trọng làm tăng nguy cơ rủi ro cho các ngân hàng.

Lý thuyết về tính nhạy cảm của lợi nhuận cổ phiếu đối với các loại rủi ro có thể được hiểu qua khía cạnh của nhà đầu tư không ưa thích rủi ro Nhà đầu tư này trong quá trình ra quyết định danh mục đầu tư sẽ xem xét hiệp phương sai lợi nhuận của danh mục với các yếu tố thị trường và các loại rủi ro như thay đổi lãi suất và tỷ giá hối đoái Họ sẽ luôn ưu tiên chọn danh mục đầu tư được bảo hiểm tốt trước những biến động bất lợi do rủi ro Do đó, trong trạng thái cân bằng, tài sản và lợi nhuận kỳ vọng sẽ có sự khác biệt do sự thay đổi của các yếu tố rủi ro.

Trước tình hình lạm phát bất ngờ, các ngân hàng sẽ phân phối lại tài sản từ chủ nợ cho con nợ, dẫn đến lợi ích cho cổ đông nắm giữ nợ hơn là tài sản danh nghĩa, làm giảm vốn chủ sở hữu Doanh thu, chi phí và lợi nhuận của ngân hàng chịu ảnh hưởng trực tiếp từ sự biến động của lãi suất và tỷ giá ngoại tệ Trong bối cảnh tự do hóa thị trường tài chính, các ngân hàng hoạt động ở nước ngoài phải đối mặt với rủi ro lãi suất trong điều kiện thị trường luôn biến động Lãi suất và tỷ giá thay đổi có thể đe dọa khả năng tồn tại của ngân hàng, mặc dù kỹ thuật quản lý rủi ro khó có thể loại bỏ hoàn toàn rủi ro này Ngân hàng có thể giảm lãi suất và chuyển giao rủi ro thông qua các hoạt động ngoại bảng và kỹ thuật quản lý rủi ro hiệu quả, nhưng các tổ chức tài chính ở nước đang phát triển thường dễ bị tổn thương do thiếu công cụ và kỹ thuật Do đó, nghiên cứu về rủi ro lãi suất và tỷ giá tại các ngân hàng ở thị trường mới nổi là rất cần thiết, với kết quả có ý nghĩa quan trọng cho ổn định tài chính và chính sách ngân hàng.

Chỉ có một số ít nghiên cứu kiểm tra mối quan hệ giữa lãi suất và lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng ở các thị trường mới nổi, trong khi phần lớn nghiên cứu chủ yếu tập trung vào các thị trường phát triển.

Bài luận văn này nhằm đóng góp thêm tài liệu nghiên cứu về sự nhạy cảm của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng tại Việt Nam trước biến động lãi suất và tỷ giá hối đoái, trong bối cảnh thị trường mới nổi đầy tiềm năng Theo đánh giá từ Business Insider và PricewaterhouseCoopers, Việt Nam được xếp vào top các thị trường mới nổi có cơ hội tăng trưởng mạnh mẽ Từ sau khủng hoảng tài chính năm 2001 và giai đoạn đỉnh cao của thị trường chứng khoán năm 2006-2007, sự phát triển của hệ thống ngân hàng đã cho thấy những tín hiệu tích cực Tuy nhiên, lãi suất cao và tỷ giá hối đoái biến động lớn vẫn là thách thức lớn đối với nền kinh tế Việt Nam Nghiên cứu này sẽ phân tích lợi nhuận cổ phiếu của các ngân hàng niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh (HOSE) và Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) từ năm 2011, nhằm hiểu rõ hơn về ảnh hưởng của những yếu tố kinh tế này.

Nghiên cứu năm 2014 sử dụng cả phương pháp OLS và mô hình ARCH để phân tích ảnh hưởng của rủi ro lãi suất và tỷ giá hối đoái đến lợi nhuận cổ phiếu ngành ngân hàng trên thị trường chứng khoán Việt Nam Dữ liệu hàng ngày được sử dụng nhằm thể hiện rõ hơn tính nhạy cảm của cổ phiếu ngân hàng trước những biến động này Bằng việc áp dụng hai phương pháp kinh tế lượng và thực hiện nhiều kiểm định tính dừng, nghiên cứu cung cấp các kết quả thực nghiệm đáng tin cậy và hữu ích Dữ liệu được thu thập trong giai đoạn thị trường chứng khoán Việt Nam ổn định, từ đó tạo cơ sở cho các cá nhân và tổ chức đầu tư, nghiên cứu, và làm chính sách có thể dựa vào kết quả này trong công việc chuyên môn của họ.

Bài nghiên cứu bao gồm các phần chính: Phần 2 trình bày các kết quả nghiên cứu trước đây, phần 3 thảo luận về dữ liệu được sử dụng để chạy mô hình, phần 4 mô tả phương pháp nghiên cứu, phần 5 bàn luận về các kết quả thực nghiệm, và phần 6 đưa ra kết luận cùng với những gợi ý về chính sách và kinh nghiệm đầu tư.

CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Trong bối cảnh phát triển kinh tế toàn cầu, các nhà đầu tư ngày càng áp dụng nhiều lý thuyết quản lý danh mục đầu tư, đặc biệt khi thị trường chứng khoán trở thành kênh đầu tư hấp dẫn Họ lựa chọn danh mục đầu tư đa dạng với nhiều loại chứng khoán và tài sản khác nhau, mỗi loại mang lại tỷ suất lợi nhuận kỳ vọng khác nhau.

Dựa trên nghiên cứu của Harry Markowitz về lý thuyết danh mục, William Sharpe đã phát triển mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) vào những năm 1960, mô tả mối quan hệ giữa rủi ro và lợi nhuận kỳ vọng Mặc dù có nhiều mô hình khác cố gắng giải thích động thái thị trường, CAPM nổi bật với sự đơn giản trong khái niệm và khả năng ứng dụng thực tiễn Mặc dù chỉ là sự đơn giản hóa hiện thực với các giả định cần thiết, mô hình này vẫn cung cấp những ứng dụng hữu ích cho nhà đầu tư.

� � = � � + (� � - � � )� � Trong đó � � là lợi nhuận không rui ro, � � là lợi nhuận kỳ vọng của danh mục thị trường và � � là hệ số beta của cổ phiếu j.

Khi xem xét tác động của biến β đối với tỷ suất sinh lợi, Fama-French (1992) đã kết luận rằng biến β trong mô hình CAPM đã trở nên lỗi thời Các bằng chứng từ các nghiên cứu thực nghiệm thời kỳ đó đã khiến William Sharpe phải bảo vệ mô hình của mình, đồng thời ông cũng thừa nhận rằng biến β không thể phản ánh đầy đủ sự biến động của thị trường và cần bổ sung thêm các biến khác vào mô hình.

Năm 1993, Fama và French đã phát triển mô hình 3 nhân tố, bổ sung thêm vào hai nhân tố trước đó một nhân tố thứ ba, đó là phần bù rủi ro cổ phiếu, nhằm cải thiện khả năng giải thích biến động giá cổ phiếu.

Mô hình hoàn hảo lý thuyết là mô hình với các biến độc lập có khả năng giải thích toàn bộ sự thay đổi của biến phụ thuộc Tuy nhiên, trong thực tế, không có mô hình nào hoàn hảo, do đó cần chọn mô hình có khả năng giải thích sự thay đổi của biến phụ thuộc gần nhất với thực tế Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy mô hình 3 nhân tố của Fama - French ra mắt năm 1993 đã đạt được điều này.

Nghiên cứu hiện tại cho thấy sự đa dạng trong phương pháp đánh giá tính nhạy cảm của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng trước biến động lãi suất và tỷ giá, dẫn đến những kết luận khác nhau Trong bài viết trên The Journal of Finance tháng 12/1981, Mark J Flannery đã phát triển một phương pháp tiếp cận dòng tiền mặt để ước lượng giá trị tài sản và phân loại kỳ hạn nợ, dựa trên lịch sử giao dịch cổ phiếu ngân hàng tại Mỹ Mô hình hồi quy của ông đã kiểm tra tác động của biến động tỷ giá đến tỷ suất lợi nhuận ngân hàng, và kết quả cho thấy các ngân hàng lớn có khả năng bảo vệ hiệu quả trước rủi ro tỷ giá thị trường bằng cách quản lý tài sản và nợ với các kỳ hạn đáo hạn tương tự.

Hua Zhao (2010) đã thực hiện phân tích thực nghiệm về mối quan hệ đồng liên kết giữa đồng Nhân dân tệ, tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán thông qua mô hình tự hồi quy VAR và mô hình GARCH Kết quả cho thấy không tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá và giá cổ phiếu, điều này là do chính phủ Trung Quốc duy trì chế độ quản lý tỷ giá hối đoái thả nổi dựa trên cung cầu thị trường Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra mối liên kết hai chiều, trong đó các cải tiến trên thị trường chứng khoán có thể tác động đến biến động trong tương lai của thị trường ngoại hối và ngược lại.

Những nghiên cứu trước đây về tính nhạy cảm lãi suất của các ngân hàng bao gồm các bài nghiên cứu của Merton (1973), Long (1974) và Stone ( 1974).

Stone (1974), Lloyd và Shick (1977), Lynge và Zumwalt (1980), Chance và Lane

(1980), Flannery và James (1984), Booth và của ficer (1985), Scott và Peterson

Nghiên cứu của Bae (1990) và các tác giả trước đó như Lloyd và Shick (1977), Chance và Lane cho thấy rằng việc phân tích cổ phiếu ngân hàng thông qua mô hình yếu tố hai chỉ số, bao gồm yếu tố thị trường và lãi suất, dưới giả định phương sai không đổi, dẫn đến những kết quả thực nghiệm khác nhau về cả độ lớn và chiều hướng bị tác động.

Nghiên cứu của các tác giả như Lynge và Zumwalt (1980), Flannery và James (1984), Booth và Officer (1985), Scott và Peterson (1986), và Bae (1990) đã chỉ ra rằng lãi suất ảnh hưởng ngược chiều đến lợi nhuận của cổ phiếu tổ chức tài chính Mặc dù có nhiều tài liệu về độ nhạy cảm lãi suất, nhưng chỉ một số ít nghiên cứu thực nghiệm đề cập đến ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đối với lợi nhuận cổ phiếu ngành ngân hàng Các biến động bất ngờ của tỷ giá hối đoái có thể tác động trực tiếp đến hoạt động kinh doanh và giá cổ phiếu của ngân hàng, tạo ra khoảng doanh thu lời hoặc lỗ tùy thuộc vào trạng thái ngoại tệ ròng, cho thấy rủi ro ngoại tệ là một yếu tố quyết định quan trọng đối với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng.

Nghiên cứu đầu tiên về rủi ro tổn thất do bất ổn tỷ giá hối đoái đã chỉ ra rằng các ngân hàng Mỹ chịu tổn thất khi xảy ra rủi ro này, như được chứng minh bởi Grammatikos et al (1986) và Chamberlain et al (1997) Sử dụng dữ liệu theo ngày và tháng, Chamberlain et al (1997) đã so sánh độ nhạy cảm của tỷ giá hối đoái đối với các ngân hàng ở Mỹ và Nhật Bản, và kết luận rằng lợi nhuận cổ phiếu của hầu hết các ngân hàng Mỹ nhạy cảm với biến động tỷ giá, trong khi chỉ một số ít cổ phiếu ngân hàng Nhật Bản bị ảnh hưởng.

Trong nghiên cứu của Choi et al (1992), các tác giả đã áp dụng mô hình ba-chỉ-số để phân tích lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng tại Mỹ, tập trung vào các yếu tố tác động như thị trường, tỷ giá và lãi suất, với giả định rằng phương sai không thay đổi Nghiên cứu này khác biệt so với hầu hết các nghiên cứu trước đó, vốn chỉ xem xét tác động của lãi suất và tỷ giá lên lợi nhuận cổ phiếu trong ngành ngân hàng.

Nghiên cứu năm 1992 đã chỉ ra rằng lãi suất có độ nhạy cao hơn so với tỷ giá hối đoái Hahm (2004) tiếp tục sử dụng mô hình ba-nhân-tố để phân tích sự biến động lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng tại Hàn Quốc và kết luận rằng lợi nhuận cổ phiếu của các ngân hàng Hàn Quốc rất nhạy cảm với các yếu tố này.

Các nghiên cứu trước đây chủ yếu áp dụng phương pháp ước lượng tuyến tính như OLS và GLS, nhưng chưa xem xét ảnh hưởng của biến động thị trường, lãi suất và tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngành ngân hàng trong các khoảng thời gian khác nhau Điều này dẫn đến việc tồn tại độ lệch chuẩn co cụm trong kết quả phân tích.

Biến động cụm (volatility clustering), hiệu ứng đòn bẩy và hiệu ứng tự hồi quy có điều kiện (ARCH) trong dữ liệu tần suất cao cho thấy rằng các phương pháp ước tính tuyến tính có thể dẫn đến kết quả sai lệch và không chính xác khi giả định rằng biến động là không đổi Dựa vào giả định về phương sai có điều kiện, nhiều nghiên cứu đã áp dụng mô hình ARCH để nắm bắt rủi ro theo chuỗi thời gian Song (1994) đã chỉ ra rằng mô hình ARCH là phù hợp nhất để xác định lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Kết quả nghiên cứu của Mansur và Elyasiani (1995) cũng cho thấy tác động của biến động lãi suất lên lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng thông qua mô hình ARCH có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, các nghiên cứu này chưa xem xét đến rủi ro tỷ giá.

Bài nghiên cứu này nhằm mục đích khám phá tác động của rủi ro tỷ giá hoái đối đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, đồng thời giải quyết các kết quả mâu thuẫn trước đây liên quan đến rủi ro lãi suất Chúng tôi sẽ trình bày những kết quả thực nghiệm về sự tương tác giữa thị trường, lãi suất và tỷ giá đối với lợi nhuận cổ phiếu ngành ngân hàng, sử dụng cả mô hình OLS và ARCH Các nghiên cứu trước đây của Joseph (2002), Vygodina (2006), và Rahman và Uddin (2009) sẽ được tham khảo để làm rõ vấn đề này.

3 Mandelbrot (1963) phát hiện: “các thay đổi lớn có xu hướng xuất hiện sau một thay đổi lớn”

10 xem xét mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trong giai đoạn từ 2003 tới

DỮ LIỆU

Mô hình hồi quy trong nghiên cứu này bao gồm các biến chính như tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái và tỷ suất sinh lợi của từng cổ phiếu ngân hàng trong mẫu Thông tin về ký hiệu, cách tính và nguồn dữ liệu được trình bày chi tiết trong Bảng 3.1.

Tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán được xác định dựa trên dữ liệu của chỉ số giá VN-Index vào thời điểm kết thúc giao dịch trong ngày.

VN-Index được chọn do số lượng chứng khoán niêm yết trên sàn HOSE vượt trội so với HNX, với nhiều doanh nghiệp lớn có vốn hóa cao, phản ánh toàn diện biến động của thị trường kinh tế Việt Nam Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro được xác định dựa trên lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm trong quá khứ Bên cạnh đó, tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái được tính dựa trên dữ liệu cặp USD/VNĐ, với đồng Đô-la Mỹ là đồng tiền ngoại tệ chủ yếu trong giao dịch tại Việt Nam, ảnh hưởng trực tiếp đến nền kinh tế trong bối cảnh bất ổn.

Bài nghiên cứu này phân tích dữ liệu lịch sử của 8 cổ phiếu thuộc 8 ngân hàng niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh (HOSE) và Sàn giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) Các ngân hàng bao gồm: Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam, Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam, Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín, Ngân hàng TMCP Xuất nhập khẩu Việt Nam, Ngân hàng TMCP Quân đội, Ngân hàng TMCP Á Châu, Ngân hàng Thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội, và Ngân hàng TMCP Quốc dân Mỗi ngân hàng được nhận diện qua mã cổ phiếu trên bảng giá chứng khoán Mã cổ phiếu BID của Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam, niêm yết trên HOSE từ ngày 16 tháng 01 năm 2014, không được đưa vào mẫu do thời gian ngắn chưa trải qua nhiều biến động kinh tế Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bắt đầu từ ngày 01 tháng 11 năm.

Năm 2011, Ngân hàng Quân đội (MBB) chính thức niêm yết trên thị trường chứng khoán, trở thành ngân hàng thứ 8, sau khi Ngân hàng TMCP Nhà Hà Nội (HBB) bị hủy niêm yết vào ngày 17 tháng 08 năm 2012 Mức giá cổ phiếu đã điều chỉnh cổ tức để tạo điều kiện so sánh tốt hơn trong các phiên giao dịch hàng ngày Tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, tỷ suất sinh lợi phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái được tổng hợp từ ngày 01 tháng 11 năm 2011 đến ngày 30 tháng 06 năm 2014 với 660 quan sát cho mỗi biến.

Bảng 3.1: Mô tả các biến sử dụng trong mô hình nghiên cứu

Tên biến Ký hiệu Cách tính Nguồn số liệu

Tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán

Lấy chỉ số giá chứng khoán VN-Index tại thời điểm đóng cửa.

Tính tỷ suất sinh lợi chứng khoán theo công thức:

Trang web http://company.s tockbiz.vn/Meta Kit.aspx

Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro INT Lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm

Tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái

Lấy tỷ giá hối đoái theo tỷ giá của cặp USD – VND.

Tính tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái theo công thức:

Tỷ suất sinh lợi của từng cổ phiếu ngân hàng trong mẫu

Theo mã chứng khoán từng ngân hàng

Lấy giá đóng cửa đã điều chỉnh của chứng khoán ngân hàng.

Tính tỷ suất sinh lợi chứng khoán theo công thức gần:

Trang web http://company.s tockbiz.vn/Meta Kit.aspx

PHƯƠNG PHÁP

Được thực hiện lần lượt qua các bước cho từng dữ liệu ngân hàng theo trình tự như sau:

Bước đầu tiên trong phân tích chuỗi dữ liệu là kiểm định tính dừng của chúng Các chuỗi dữ liệu đã được xử lý bằng công thức tính tỷ suất sinh lợi, và theo nhận định ban đầu, tất cả đều có tính dừng Để xác nhận điều này, chúng ta thực hiện kiểm định ADF (Augmented Dickey-Fuller) và PP (Phillips-Perron) Một chuỗi thời gian được coi là dừng khi trung bình và phương sai của nó không phụ thuộc vào biến thời gian, tức là không chứa nghiệm đơn vị Cả hai kiểm định ADF và PP đều kiểm tra giả thuyết rằng chuỗi thời gian không dừng hay có nghiệm đơn vị, và chúng ta sẽ kiểm định cặp giả thuyết này để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu.

� 1 : � 1 = � 2 = ⋯ ≠ 1 Chấp nhận � 0 tức phương trình có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác chuỗi dữ liệu không dừng, bác bỏ � 0 , chấp nhận giả thiết � 1 chuỗi dữ liệu dừng.

Bước 2: Các nghiên cứu thực nghiệm về biến động tỷ suất lợi nhuận cổ phiếu ngành ngân hàng thường áp dụng mô hình bình phương nhỏ nhất OLS để ước lượng tác động của bất ổn tỷ suất sinh lợi lãi suất và tỷ suất sinh lợi tỷ giá hối đoái Mô hình OLS, được phát hiện bởi nhà toán học Carl Friedrich Gauss vào năm 1821, sử dụng phương trình hồi quy tuyến tính để phân tích mối quan hệ giữa các biến Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được xây dựng dựa trên phương trình này.

Tỷ suất sinh lợi của ngân hàng i vào ngày t được xác định qua công thức: \( R_{i,t} = \beta_0 + \beta_1 \cdot MRK_t + \beta_2 \cdot INT_t + \beta_3 \cdot FX_t + \epsilon_{i,t} \) Trong đó, MRK, INT và FX lần lượt đại diện cho tỷ suất sinh lợi của thị trường, tỷ suất sinh lợi phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái Hệ số chặn được ký hiệu là \( \beta_0 \) và \( \epsilon_{i,t} \) là phần dư.

Trong phân tích kinh tế lượng cổ điển, phương sai của sai số được giả định là không đổi theo thời gian Tuy nhiên, dữ liệu tài chính và kinh tế thường trải qua những giai đoạn dao động mạnh và ổn định khác nhau, thường bị ảnh hưởng bởi tin tức xấu và hành vi số đông của nhà đầu tư Do đó, giả định phương sai không đổi không còn phù hợp với tình hình kinh tế hiện nay Trong bối cảnh này, nghiên cứu cần xem xét phương sai có điều kiện, tức là phương sai tại thời điểm hiện tại phụ thuộc vào các thời điểm trễ trước đó, thể hiện hiện tượng tự tương quan của phương sai.

Vào năm 1982, Engle đã phát triển mô hình đồng thời cho giá trị trung bình và phương sai của chuỗi dữ liệu, khi có nghi ngờ rằng phương sai có thể thay đổi theo thời gian Từ ý tưởng này, mô hình ARCH (AutoRegressive Conditional Heteroskedasticity) đã được hình thành, cho phép hồi quy với điều kiện phương sai Kiểm định hiệu ứng ARCH được sử dụng để đánh giá tính phù hợp của các kết quả thu được từ mô hình hồi quy OLS.

Nếu kết quả kiểm định chỉ ra rằng mô hình hồi quy có hiệu ứng ARCH, bước tiếp theo là xác định độ trễ tối ưu Sau đó, tiến hành hồi quy mô hình Autoregressive Conditional Heteroskedasticity ARCH (p) với độ trễ tối ưu p theo phương trình hồi quy đã được xác định.

Phương trình (2) bao gồm các biến đã được giải thích ở bước 1, trong đó có biến động trung bình dài hạn và những thông tin về bất ổn từ giai đoạn trước, được xác định qua các tham số của mô hình ARCH Các số hạng nhiễu được ký hiệu là � ~�(0, � 2 ).

(phần dư) tại thời điểm t, � �

� � là phương sai tại thời điểm hiện tại, Các hệ số � � luôn lớn hơn 0 do phương sai luôn dương.

– Trong trường hợp ARCH(p) với bậc p lớn, bài nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình GARCH(1,1) để thay thế cho mô hình ARCH(p)

Bước 4: Áp dụng phương trình ước lượng độ biến động để phân tích ảnh hưởng của biến động lãi suất và tỷ giá đến độ biến động của tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng Phương trình này giúp xác định mối quan hệ giữa các yếu tố tài chính quan trọng.

– Trong trường hợp ARCH(p) với bậc p lớn, bài nghiên cứu sẽ sử dụng mô hình GARCH(p,q) để thay thế cho mô hình ARCH(p)

Bước 5: Sau khi thực hiện hồi quy các mô hình, hãy kiểm tra phần dư để xác nhận và củng cố kết quả phân tích dữ liệu Từ đó, đưa ra nhận xét tổng thể về hiệu quả của mô hình và đề xuất các giải pháp cải thiện.

Bảng 4.1: Thống kê mô tả dữ liệu

Mean Maximum Minimum Std Dev Observations

Chú thích các chỉ số bao gồm: Mean (giá trị trung bình), Maximum (giá trị lớn nhất), Minimum (giá trị nhỏ nhất), Std Dev (độ lệch chuẩn), Observations (số quan sát) cho tỷ suất sinh lợi thị trường, tỷ suất sinh lợi của lãi suất và tỷ giá hối đoái tương ứng.

Kết quả trong Bảng 3.2 cho thấy giai đoạn thu thập mẫu dữ liệu:

Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của Ngân hàng Thương mại Cổ phần Á Châu (ACB) là -0.0002% Trong đó, tỷ suất sinh lợi cao nhất trong một ngày đạt 0.0619%, trong khi tỷ suất thấp nhất có thể xuống tới -0.0744%.

Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của Ngân hàng Thương mại Cổ phần Công thương Việt Nam (CTG) đạt 0.0001% Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi cao nhất trong một ngày là 0.0645%, và mức thấp nhất có thể ghi nhận là -0.0754%.

Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của Ngân hàng Thương mại Cổ phần Xuất nhập khẩu Việt Nam (EIB) đạt 0.0005% Giá trị tỷ suất sinh lợi cao nhất trong một ngày là 0.0654%, trong khi giá trị thấp nhất có thể xuống tới -0.0513%.

Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của Ngân hàng Thương mại Cổ phần Quân đội (MBB) đạt 0.00002% Tỷ suất sinh lợi cao nhất trong ngày có thể lên tới 0.05%, trong khi mức thấp nhất ghi nhận là -0.0899%.

Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng ngày của ngân hàng Thương mại Cổ phần Nam Việt (NVB) là -0.0003% Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi cao nhất ghi nhận trong ngày đạt 0.0984%, và mức thấp nhất có thể xuống tới -0.1038%.

KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM

Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam (CTG)

Biến MRK có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê cao với p-value = 0.0000, trong khi đó, các biến INT và FX không có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu CTG Để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi, cần tiếp tục thực hiện kiểm tra bằng phương pháp ARCH trên phương trình OLS đã thu được trước đó.

Obs*R-squared 80.61196 Prob Chi-Square(2) 0.0000

Kết quả kiểm tra cho thấy mô hình hồi quy OLS có hiệu ứng ARCH với Prob.F(2.655) < 10% Sau khi thực hiện kiểm tra hiệu ứng ARCH, tôi đã chọn độ trễ ARCH tối ưu là bậc 2 cho dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng CTG Do đó, nghiên cứu này sẽ tiến hành hồi quy mô hình ARCH(2) để xử lý hiện tượng phương sai có điều kiện trong dữ liệu ngân hàng CTG.

5.1.2 Hồi quy mô hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã CTG.

Bảng 5.2: Hồi quy ARCH(2) cho mã CTG

Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 2 theo chi tiết Bảng 5.3 cho thấy:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK có giá trị 0.89564 với ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán VN-Index tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng CTG sẽ tăng 0.8956%, phản ánh sự biến động cùng chiều.

Hệ số INT và FX không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% với p-value lần lượt là 0.9732 và 0.5714 Điều này chỉ ra rằng trong giai đoạn nghiên cứu, không thể kết luận về ảnh hưởng của lãi suất phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái đối với tỷ suất sinh lợi của mã chứng khoán CTG.

Hai số hạng phần dư từ hai thời điểm trễ trước đó, lần lượt là \( \varepsilon_{t-1} \) và \( \varepsilon_{t-2} \), đều dương và có ý nghĩa thống kê cao với p-value lần lượt là 0.0003 và 0.000 Các giá trị của hai biến này là 0.21645 và 0.28335, cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của mã chứng khoán CTG phụ thuộc 21.645% vào biến động từ ngày trước và 28.335% vào biến động từ hai ngày trước.

5.1.3 Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã CTG.

Bảng 5.3: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã CTG

Từ bảng kết quả ước lượng biến động trình bày trong Bảng 5.3 ta có những kết luận:

— Hai số hạng phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là � 2

Biến động phương sai vẫn bị ảnh hưởng bởi các giá trị trong quá khứ, với các tác động dương có ý nghĩa thống kê (p-value lần lượt là 0.0580 và 0.0005).

Biến INT 2 có giá trị 0.38551 với p-value 0.0000, cho thấy sự liên hệ mạnh mẽ giữa lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng CTG Cụ thể, khi lãi suất trái phiếu này biến động 1%, tỷ suất sinh lợi của CTG sẽ tăng tương ứng 0.38551%.

—Giá trị của biến FX 2 = -1.46158 nhưng không có ý nghĩa thống kê (p – value

Kết quả nghiên cứu cho thấy không có đủ cơ sở để kết luận rằng biến động của tỷ suất sinh lợi tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng công thương Việt Nam, với hệ số tương quan chỉ đạt 0.2418.

Bảng 5.4: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã CTG

Chuỗi dữ liệu ADF test PP test

Kết quả kiểm tra tín hiệu ARCH từ hai mô hình hồi quy cho thấy cả hai mô hình đều không còn bị ảnh hưởng bởi tác động ARCH ở mức ý nghĩa 10% Kiểm tra tính dừng của phần dư sau hồi quy cho thấy chúng đều dừng với p-value bằng 0.0000, cho thấy các mô hình hồi quy cho mã CTG là đáng tin cậy.

5.2 Ngân hàng TMCP Ngoại Thương Việt Nam (VCB)

Hồi quy OLS

Tham số MRK có giá trị lớn hơn 0 và đạt ý nghĩa thống kê cao với p-value = 0.0000 Ngược lại, lịch sự giá cho thấy rằng các biến INT và FX không có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu VCB Để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi, cần tiếp tục thực hiện kiểm tra bằng phương pháp ARCH cho phương trình OLS đã thu được.

Kết quả kiểm tra cho thấy hồi quy OLS đối với ngân hàng VCB có hiệu ứng ARCH với xác suất Prob.F(1,655) < 10% Sử dụng phần mềm Eviews, tôi đã xác định độ trễ ARCH tối ưu trong hồi quy OLS cho dữ liệu tỷ suất sinh lợi của VCB là bậc 1 Nghiên cứu tiếp tục thực hiện hồi quy mô hình ARCH(1) nhằm giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện.

Hồi quy mô hình ARCH(1) với biến động tỷ suất sinh lợi mã VCB

Bảng 5.5: Hồi quy ARCH(1) cho mã VCB

Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 1 trong Bảng 5.5 cho thấy:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK có giá trị 1.26144 với ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB sẽ biến động cùng chiều với mức 1.26144%.

Hệ số INT và FX không có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, với p-value lần lượt là 0.8966 và 0.1994 Điều này cho thấy rằng trong giai đoạn nghiên cứu, chưa thể kết luận liệu hai yếu tố tỷ suất sinh lợi lãi suất phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái bất ổn có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của mã chứng khoán ngân hàng VCB hay không.

Hệ số phần dư � �−1 đạt giá trị 0.22740 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0000), cho thấy rằng biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB chịu ảnh hưởng 22.740% từ các biến động trong giá trị của ngày trước đó.

Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã

sinh lợi của mã STB

Bảng 5.6: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã VCB

Bảng ước lượng 5.6 đưa ra bằng chứng:

Phần dư tại thời điểm trễ trước đó có tác động dương và ý nghĩa thống kê cao (p-value là 0.0001), cho thấy rằng biến động phương sai tỷ suất sinh lợi của VCB bị ảnh hưởng bởi các số liệu trong quá khứ.

Giá trị của biến INT 2 là 0.19074 với p-value 0.0032, cho thấy sự liên hệ thống kê mạnh mẽ Khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm thay đổi 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB sẽ biến động cùng chiều tương ứng 0.19074%.

Giá trị p-value của biến FX 2 là 0.1999, cho thấy không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Điều này chỉ ra rằng chưa thể xác định mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB.

Bảng 5.7: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(1) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã VCB

Kết quả kiểm tra tín hiệu ARCH từ hai mô hình hồi quy cho VCB cho thấy không còn ảnh hưởng của tác động ARCH tại mức ý nghĩa 10% Đồng thời, kiểm tra tính dừng của phần dư sau hồi quy cho thấy tất cả các phần dư đều dừng với p-value đạt 0.0000, chứng tỏ rằng các mô hình hồi quy cho mã CTG là đáng tin cậy.

5.3 Ngân hàng TMCP Sài Gòn Thương Tín (STB)

Hồi quy OLS

Biến MRK và INT có ý nghĩa thống kê cao với p-value lần lượt là 0.0000 và 0.04640, trong khi biến FX không có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu STB Bước tiếp theo là thực hiện kiểm tra bằng mô hình ARCH dựa trên phương trình OLS đã thu được để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi.

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho thấy mô hình hồi quy OLS cho ngân hàng STB có dấu hiệu rõ ràng (Prob.F(2.655) < 10%) Sau khi thực hiện kiểm tra hiệu ứng ARCH, độ trễ ARCH tối ưu được xác định là bậc 2 Do đó, nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình ARCH(2) để phân tích dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng STB, nhằm giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện.

Hồi quy mô hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã STB

Bảng 5.8: Hồi quy ARCH(2) cho mã STB

Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 2 cho STB:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK được xác định là 0.43122 với ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000) Điều này chỉ ra rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng (hoặc giảm) 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ tương ứng tăng (hoặc giảm) 0.43122%.

Tỷ suất sinh lợi của lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT đạt giá trị 0.1276 với p-value là 0.1033 Mặc dù mức ý nghĩa thống kê được chọn là 10%, nghiên cứu vẫn xác nhận kết quả này có ý nghĩa thống kê, tức là bác bỏ giả thuyết H0 Điều này cho thấy rằng khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ tăng 0.1276%.

Hệ số FX không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (p-value = 0.59130), cho thấy trong giai đoạn mẫu được chọn, không thể kết luận về ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB.

Hai số hạng phần dư từ hai thời điểm trễ trước đó là \( Y_{t-1} \) và \( Y_{t-2} \) đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê cao với p-value là 0.0000 Cụ thể, giá trị của \( Y_{t-1} \) là 0.40813 và \( Y_{t-2} \) là 0.22740, cho thấy tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB chịu ảnh hưởng 40.813% từ biến động trong ngày trước đó và 22.740% từ biến động trong hai ngày trước.

sinh lợi của mã STB

Bảng 5.9: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã STB

Từ bảng kết quả, có thể thấy rằng:

Biến động phương sai chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ, với tác động dương và ý nghĩa thống kê cao (p-value là 0.0000).

Giá trị của biến INT 2 là 0.07881 với p-value 0.0003, cho thấy sự liên hệ thống kê mạnh mẽ Điều này có nghĩa là khi bất ổn lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ tăng tương ứng với mức biến động 0.07881%.

Giá trị của biến FX 2 là -1.37385 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0000), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái biến động tăng, có sự ảnh hưởng rõ rệt đến kết quả nghiên cứu.

1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ giảm mức biến động 1.37385%.

Bảng 5.10: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã STB

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho thấy không còn hiệu ứng này, với p-value đạt 0.0000, chứng tỏ tính đáng tin cậy của các mô hình hồi quy được xây dựng cho STB.

5.4 Ngân hàng TMCP Xuất nhập khẩu Việt Nam (EIB)

Hồi quy OLS

Biến MRK và INT có giá trị p-value lần lượt là 0.0000 và 0.00910, cho thấy chúng đều dương và có ý nghĩa thống kê cao Tuy nhiên, FX không có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu EIB Để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi, tiếp tục thực hiện kiểm tra bằng phương pháp ARCH trên phương trình OLS đã thu được.

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH chỉ ra rằng mô hình hồi quy OLS có sự hiện diện của ảnh hưởng ARCH Độ trễ ARCH tối ưu trong mô hình hồi quy OLS cho dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB được xác định là bậc 2 Vì vậy, nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình hồi quy ARCH(2) để xử lý hiện tượng phương sai có điều kiện trong dữ liệu của ngân hàng EIB.

Hồi quy mô hình ARCH(2) đối với biến động của tỷ suất sinh lợi chứng khoán ngân hàng EIB 38 5.4.3 Ước lượng độ biến động của biến động của lãi suất và tỷ giá lên độ biến động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB

Bảng 5.11: Hồi quy ARCH(2) cho mã EIB

Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 2 cho thấy:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK được xác định là 0.53068, với giá trị p = 0.0000 cho thấy tính chất thống kê cao Điều này chỉ ra rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng (hoặc giảm) 1%, tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng EIB sẽ tương ứng tăng (hoặc giảm) 0.53068%.

Lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT hiện là 0.27504, với p-value đạt 0.0000, cho thấy mức độ ý nghĩa thống kê cao Điều này chỉ ra rằng, khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB cũng sẽ tăng tương ứng 0.27504%.

Hệ số FX không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10% (p-value = 0.5114), cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, chưa có cơ sở để khẳng định ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB.

—Chỉ có số hạng phần dư ở thời điểm 1 độ trễ trước đó là � 2 có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0000) trong khi phần dư tại thời điểm 2 độ trễ trước đó

2 không có ý nghĩa (p – value = 0.3755) với mức ý nghĩa thống kê đã chọn 10%.

Hệ số R² = 0.35372 cho thấy rằng 35.372% biến động trong tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB phụ thuộc vào biến động trong một ngày trước đó Tuy nhiên, chưa có kết luận rõ ràng về tác động của tỷ suất sinh lợi từ hai ngày trước đến hiện tại.

5.4.3 Ước lượng độ biến động của biến động của lãi suất và tỷ giá lên độ biến động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB.

Bảng 5.12: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã EIB

Từ Bảng 5.11 kết quả có thể thấy rằng:

— Hai phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là � 2

Biến động phương sai chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ, với tác động dương và ý nghĩa thống kê cao (p-value lần lượt là 0.0000 và 0.0161).

Giá trị của biến INT 2 là 0.07603 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0016), cho thấy rằng khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB sẽ tăng 0.076%.

Giá trị của biến FX 2 là -1.19774, không đạt ý nghĩa thống kê với mức 10% (p-value = 0.4480), cho thấy chưa có đủ bằng chứng để khẳng định rằng biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB.

Bảng 5.13: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã EIB

Các mô hình xây dựng cho EIB cho thấy độ tin cậy cao, với kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH và kiểm định tính dừng phần dư đều đạt yêu cầu tốt và có ý nghĩa thống kê cao.

Ngân hàng TMCP Quân Đội (MBB)

Biến MRK và FX có ý nghĩa thống kê với p-value lần lượt là 0.0000 và 0.10700, trong khi biến INT không có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu CTG Để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi, cần thực hiện kiểm tra bằng phương pháp ARCH trên phương trình OLS đã thu được.

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho thấy mô hình hồi quy OLS có ảnh hưởng ARCH với mức ý nghĩa 10% Độ trễ ARCH tối ưu trong hồi quy OLS cho dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng MBB là bậc 1 Vì vậy, nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình ARCH(1) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện trong dữ liệu ngân hàng MBB.

5.5.2 Hồi quy mô hình ARCH(1) với biến động tỷ suất sinh lợi mã MBB

Bảng 5.14: Hồi quy ARCH(1) cho mã MBB

�−1 0.46313 0.00000 Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 1 cho thấy:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK có giá trị 0.81804 với ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng hoặc giảm 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB sẽ thay đổi tương ứng 0.8180%.

Hệ số INT có giá trị 0.12059, với p-value là 0.0920, cho thấy sự tăng trưởng trung bình của tỷ suất sinh lợi chứng khoán ngân hàng MBB sẽ đạt 0.12059% khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm tăng lên 1%.

Hệ số FX có giá trị 0.91413 với p-value là 0.0903, cho thấy sự có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Điều này chỉ ra rằng, trung bình, khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng cũng sẽ tăng theo.

Hệ số β−1 = 0.46313 cho thấy có ý nghĩa thống kê cao với p-value 0.0000, điều này chứng tỏ rằng biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB chịu ảnh hưởng 46.313% từ các giá trị biến động trong ngày trước đó.

5.5.3 Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã MBB.

Bảng 5.15: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã MBB

Phần dư tại thời điểm trễ trước đó có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê cao với p-value là 0.0000, cho thấy rằng biến động phương sai bị ảnh hưởng bởi các giá trị trong quá khứ.

Biến INT 2 có giá trị 0.22486 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0000), cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm thay đổi 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB sẽ tăng tương ứng 0.22486%.

Giá trị của biến FX 2 là -1.08139, không đạt ý nghĩa thống kê ở mức 10% với p-value là 0.4201 Kết quả này cho thấy chưa có đủ cơ sở để khẳng định rằng biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB.

Bảng 5.16: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã MBB

Kết quả từ việc kiểm tra hiệu ứng ARCH và tính dừng đã bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000), cho thấy rằng các mô hình hồi quy xây dựng cho MBB là đáng tin cậy.

5.6 Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB)

Hồi quy OLS

Biến MRK > 0 có p – value = 0.0000 có ý nghĩa, các biến INT và FX không có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa � = 10%.

Mô hình hồi quy OLS cho ngân hàng ACB chịu ảnh hưởng của ARCH có độ trễ cho thấy rằng ARCH tối ưu là bậc 2, nghĩa là phương sai hiện tại của tỷ suất sinh lợi chứng khoán ACB bị ảnh hưởng bởi biến động trong 2 ngày trước Do đó, nghiên cứu này sẽ tiến hành hồi quy mô hình ARCH(2) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện trong trường hợp của ngân hàng ACB.

Hồi quy mô hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã ACB

Bảng 5.17: Hồi quy ARCH(2) cho mã ACB

Kết quả hồi quy mô hình ARCH bậc 2 trong Bảng 5.17 cho thấy:

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK được xác định là 0.5145 với p-value = 0.0000, cho thấy ý nghĩa thống kê cao Điều này chỉ ra rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng (hoặc giảm) 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ tương ứng tăng (hoặc giảm) 0.5145%.

Giá trị lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT là 0.1170 với p-value = 0.0291, cho thấy sự liên quan thống kê Khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB cũng tăng 0.117%.

Tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái FX là 0.4235, nhưng không có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.2606) ở mức 10% Kết quả này cho thấy chưa thể xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và tỷ suất sinh lợi chứng khoán của ngân hàng ACB trong giai đoạn nghiên cứu.

Hai số hạng phần dư từ hai thời điểm trễ trước đó, � �−1 và � �−2, đều có giá trị dương và ý nghĩa thống kê cao với p-value là 0.0000 Cụ thể, hai biến này lần lượt có giá trị 0.3096 và 0.3784, cho thấy tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB chịu ảnh hưởng 30.96% từ biến động trong 1 ngày trước đó và 37.84% từ biến động trong 2 ngày trước đó.

sinh lợi của mã ACB.

Bảng 5.18: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã ACB

Từ Bảng 5.18 kết quả thấy rằng:

Kết quả cho thấy rằng biến động phương sai vẫn bị ảnh hưởng bởi các giá trị trong quá khứ, với tác động dương và ý nghĩa thống kê cao (p-value là 0.0000).

Giá trị biến INT 2 là 0.16884 với p-value 0.0000, cho thấy mối quan hệ thống kê mạnh mẽ Điều này chỉ ra rằng sự biến động của lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm sẽ ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB, với mức tăng 16.884% Cụ thể, khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ACB sẽ tăng 0.16884%.

Giá trị của biến FX 2 là -0.86697 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0000), cho thấy rằng sự biến động của tỷ suất sinh lợi tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB Cụ thể, khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ giảm 0.86697%.

Bảng 5.19: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã ACB

5.7 Ngân hàng TMCP Sài Gòn – Hà Nội (SHB)

Hồi quy OLS

Chỉ có biến MRK > 0 và có ý nghĩa thống kê (p – value = 0), INT và

Giá trị p của FX quá lớn, dẫn đến việc nó không có ý nghĩa trong mô hình hồi quy OLS Do đó, cần thực hiện kiểm tra bằng phương pháp ARCH cho phương trình OLS đã thu được để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi.

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH chỉ ra rằng mô hình hồi quy OLS có sự ảnh hưởng của ARCH với mức ý nghĩa 10% Độ trễ ARCH tối ưu được xác định là bậc 1, vì vậy nghiên cứu này sẽ áp dụng mô hình ARCH(1) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện trong dữ liệu của ngân hàng SHB.

Hồi quy mô hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã SHB

Bảng 5.20: Hồi quy ARCH(2) cho mã SHB

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK có giá trị 1.43199 với ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng (hoặc giảm) 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB sẽ tương ứng tăng (hoặc giảm) 0.143199%.

Giá trị hệ số INT và FX không có ý nghĩa thống kê với p-value lần lượt là 0.7040 và 0.8460, điều này cho thấy chưa có đủ bằng chứng để kết luận về ảnh hưởng của tỷ suất sinh lợi lãi suất phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB.

Hệ số � �−1 = 0.09940 có ý nghĩa thống kê với p-value = 0.03610, cho thấy rằng chưa có đủ cơ sở để kết luận về tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB.

sinh lợi của mã SHB.

Bảng 5.21: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã SHB

Từ Bảng kết quả, có thể thấy rằng:

Phần dư tại thời điểm trễ trước đó có ảnh hưởng tích cực và ý nghĩa thống kê cao với p-value là 0.0040, cho thấy rằng biến động phương sai cũng bị tác động bởi các giá trị trong quá khứ.

Biến INT 2 có giá trị 0.42376 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0007), cho thấy rằng khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB sẽ tăng tương ứng 0.42376%.

Giá trị của biến FX 2 là -4.57132 nhưng không có ý nghĩa thống kê ở mức 10% (p-value = 0.3948), cho thấy không thể kết luận về ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB.

Bảng 5.22: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã SHB

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH và tính dừng của phần dư sau khi hồi quy mô hình cho thấy các phần dư đều dừng với mức ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000) Điều này khẳng định rằng các mô hình hồi quy đều đáng tin cậy cho SHB.

5.8 Ngân hàng TMCP Quốc Dân (NVB)

Hồi quy OLS

Tất cả các biến MRK, INT và FX đều không có ý nghĩa thống kê.

Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho phương pháp OLS cho thấy có sự ảnh hưởng của ARCH Đối với dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng NVB, độ trễ ARCH tối ưu được xác định là bậc 2 Vì vậy, nghiên cứu này sẽ tiến hành hồi quy mô hình ARCH(2) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện trong dữ liệu ngân hàng NVB.

Hồi quy mô hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã NVB

Bảng 5.23: Hồi quy ARCH(2) cho mã NVB

Tỷ suất sinh lợi thị trường MRK được xác định là 0.16494 với p-value là 0.09160, cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê Cụ thể, khi tỷ suất sinh lợi của VN-Index tăng hoặc giảm 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB sẽ tương ứng tăng hoặc giảm 0.16494%.

Giá trị của biến INT không đạt ý nghĩa thống kê ở mức 10% (p-value = 0.76980), cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, không thể khẳng định ảnh hưởng của lãi suất phi rủi ro đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB.

Biến FX có giá trị -1.94442 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.02900), cho thấy rằng khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB sẽ giảm tương ứng 1.94442%.

Hai số hạng phần dư từ hai thời điểm trễ trước đó là \( \varepsilon_{t-1} \) và \( \varepsilon_{t-2} \) đều có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê cao với p-value lần lượt là 0.0000 và 0.0003 Các giá trị của hai biến này lần lượt là 0.35823 và 0.15898, cho thấy rằng biến động về tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB phụ thuộc vào 35.823% biến động từ giá trị của ngày trước đó và 15.898% biến động từ giá trị của hai ngày trước đó.

sinh lợi của mã NVB.

Bảng 5.24: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã NVB

Hai yếu tố vẫn có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê cao với giá trị p = 0.0000, cho thấy rằng sự biến động của phương sai cũng bị ảnh hưởng bởi các giá trị trong quá khứ.

Giá trị của biến INT 2 là -0.34166 với ý nghĩa thống kê cao (p-value 0.0000), cho thấy rằng khi lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm thay đổi 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB sẽ giảm tương ứng 0.34166%.

—Giá trị của biến FX 2 = 29.64001 và cũng có ý nghĩa thống kê cao (p – value

Khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái tăng 1%, tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng NVB sẽ tăng tương ứng 29.64001%.

Bảng 5.25: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mô hình hồi quy mã NVB

F-statistic 0.085165 Prob F(2,655) 0.9184 Obs*R-squared 0.171065 Prob Chi-Square(2) 0.9180

Kết quả Bảng 5.25 cho thấy các mô hình hồi quy đều đáng tin cậy.

Bảng 5.26: Tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán

Mã cổ phiếu CTG VCB STB EIB MBB ACB SHB NVB

Bảng 5.27: Tổng hợp các nhân tố ảnh hưởng đến biến động tỷ suất sinh lợi chứng khoán

Mã cổ phiếu CTG VCB STB EIB MBB ACB SHB NVB Có ý nghĩa

Sau khi áp dụng phương pháp OLS và ARCH cho 8 ngân hàng niêm yết trên sàn HOSE và HNX, kết quả cho thấy biến MRK, đại diện cho tỷ suất sinh lợi của thị trường VN-Index, có ảnh hưởng mạnh mẽ đến tỷ suất lợi nhuận mong đợi của tất cả các cổ phiếu với mức ý nghĩa thống kê cao Ngược lại, biến INT, lãi suất phi rủi ro từ trái phiếu Chính Phủ kỳ hạn 1 năm, chỉ tác động đến 4 trong số 8 cổ phiếu ngân hàng Bên cạnh đó, tình hình tỷ giá hối đoái hiện tại chưa có tác động sâu rộng đến 8 ngân hàng, với chỉ 2/8 mã cổ phiếu đạt mức ý nghĩa tốt.

Khi kiểm tra độ biến động tỷ suất sinh lợi của các mã cổ phiếu, kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái FX tác động ngược chiều và chỉ có 3/8 cổ phiếu (STB, ACB, NVB) đạt ý nghĩa thống kê Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi của lãi suất phi rủi ro INT lại đạt ý nghĩa thống kê cao cho tất cả các mã cổ phiếu Các kết luận đều cho thấy rằng biến động phương sai phần dư chịu ảnh hưởng từ dữ liệu trong quá khứ, với độ trễ một hoặc hai ngày.

5.9 Tổng hợp kết quả

KẾT LUẬN

Mô hình OLS và ARCH đã được ứng dụng rộng rãi trong phân tích chuỗi dữ liệu thời gian, đặc biệt là trong lĩnh vực tài chính, nơi tập trung vào các vấn đề bất ổn của tỷ suất lợi nhuận Quyết định tài chính thường được đưa ra dựa trên sự cân nhắc giữa rủi ro và lợi nhuận, do đó, các phân tích rủi ro kinh tế đóng vai trò quan trọng trong các công việc như định giá tài sản, tối ưu hóa danh mục đầu tư, định giá quyền chọn và quản lý rủi ro.

Nghiên cứu gần đây đã chỉ ra rằng bất ổn lãi suất và tỷ giá hối đoái có tác động đáng kể đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, đặc biệt trong bối cảnh thay đổi chính sách tiền tệ và phát triển công nghệ Bằng cách sử dụng mô hình ước lượng OLS và ARCH, nghiên cứu cho thấy mô hình ARCH hiệu quả hơn do sự tương quan trong dữ liệu Việc áp dụng mô hình quản trị rủi ro trong các giai đoạn khác nhau cho phép phân tích ảnh hưởng của lãi suất và tỷ giá cặp USD/VNĐ đến biến động lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Kết quả cho thấy sự thay đổi lãi suất và tỷ giá thực sự ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, trong khi chỉ số thị trường chứng khoán VN-Index đóng vai trò quan trọng trong việc tác động đến tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu được nghiên cứu.

Độ biến thiên của cổ phiếu ngân hàng chủ yếu bị ảnh hưởng bởi biến động lãi suất, mạnh hơn so với tỷ giá hối đoái Nghiên cứu chỉ ra rằng sự thay đổi trong rủi ro lãi suất và tỷ giá có thể giải thích đặc điểm biến động giá cổ phiếu của các ngân hàng niêm yết Điều này đặc biệt quan trọng cho những nhà đầu tư muốn quản trị rủi ro cổ phiếu Các bằng chứng cho thấy thị trường tài chính mới nổi như Việt Nam thiếu cơ hội bảo hiểm khi tham gia thị trường phái sinh, dẫn đến các rủi ro liên quan đến lãi suất và tỷ giá.

Bài viết này cung cấp thông tin quan trọng giúp các nhà đầu tư đánh giá lại cổ phiếu ngân hàng, hỗ trợ các nhà quản lý chiến lược ngân hàng và quản lý rủi ro, đồng thời cung cấp cơ sở cho các nhà hoạch định chính sách trong việc xây dựng chính sách tiền tệ Những gợi ý chính sách được đưa ra sẽ giúp nắm bắt bản chất của các tác động lãi suất và tỷ giá lên lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, từ đó cung cấp thông tin giá trị cho quản lý danh mục đầu tư cả trong nước và quốc tế.

Các nhà đầu tư nên theo dõi chặt chẽ chính sách tiền tệ để đưa ra quyết định đầu tư hợp lý, vì sự biến động của lãi suất và ngoại tệ có thể ảnh hưởng đến tỷ suất lợi nhuận kỳ vọng Khi lãi suất và ngoại tệ thay đổi, việc điều chỉnh danh mục đầu tư và áp dụng các biện pháp chuyển gia rủi ro là cần thiết để giảm thiểu rủi ro Đối với các nhà quản lý ngân hàng, việc theo dõi chính sách tiền tệ và tình hình kinh tế là quan trọng trong việc xây dựng chiến lược quản trị rủi ro, nhằm tránh những bất ổn trên thị trường Việt Nam có thể làm ảnh hưởng đến giá cổ phiếu và gây lo lắng cho cổ đông và nhà đầu tư.

Trong bối cảnh hiện tại, kỳ vọng vào cổ phiếu ngân hàng đang gặp nhiều khó khăn do rủi ro nợ xấu cao hơn so với thông tin công bố Tăng trưởng tín dụng dự kiến sẽ chậm lại, trong khi hệ thống ngân hàng Việt Nam đang trong quá trình tái cấu trúc mạnh mẽ Sự ra đời của công ty mua bán tài sản nợ VAMC và yêu cầu tăng vốn điều lệ cho các tổ chức tín dụng nhỏ đang tạo ra một môi trường không rõ ràng, khiến nhà đầu tư nhỏ lẻ thận trọng hơn với nhóm cổ phiếu này Tâm lý này đã tồn tại từ đầu năm 2014 đến nay, khi cổ đông không còn kỳ vọng vào các đợt chi trả cổ tức lớn như trước Dù vậy, cổ phiếu ngân hàng vẫn giữ vị trí quan trọng trong danh mục đầu tư.

Thị trường cổ phiếu Việt Nam hiện có 68 cổ phiếu vốn hóa lớn, cho phép nhà đầu tư mạnh dạn mua cổ phiếu giá rẻ và nắm giữ lâu dài Số lượng cổ phiếu ngân hàng niêm yết trên sàn vẫn còn hạn chế, trong khi nhiều ngân hàng chưa niêm yết đang rút lui khỏi kế hoạch niêm yết do khó khăn thị trường Điều này tạo cơ hội cho các quỹ đầu tư lớn tham gia nắm giữ cổ phiếu ngân hàng đã niêm yết Thị trường đang mở rộng cho các tổ chức nước ngoài, với sự gia nhập của nhiều quỹ lớn nhỏ, khiến cổ phiếu ngân hàng trở nên hấp dẫn hơn Khi đó, việc mua lại cổ phiếu từ nhà đầu tư ngoại sẽ trở nên khó khăn, kéo theo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu có xu hướng tăng, thu hút sự quan tâm từ các nhà đầu tư.

Dòng tiền đầu tư vào cổ phiếu ngân hàng hiện đang ở mức giá rẻ so với tiềm năng kinh doanh của các tổ chức tín dụng Trong tương lai, ngay cả khi không kỳ vọng vào sự tăng trưởng mạnh mẽ của cổ phiếu, nhà đầu tư vẫn có thể yên tâm rằng với mức thanh khoản hiện tại, sự biến động tăng giá của cổ phiếu sẽ được duy trì ổn định.

Các nhà làm chính sách cần đưa hệ thống ngân hàng vào khuôn khổ khi thực hiện chính sách tiền tệ, vì hệ thống ngân hàng đóng vai trò quan trọng trong sự tăng trưởng kinh tế Chính sách tiền tệ không chỉ hỗ trợ phát triển mà còn giúp xây dựng một hệ thống ngân hàng ổn định và an toàn.

Các nhà điều hành kinh tế vĩ mô cần tập trung vào việc duy trì sự ổn định của tỷ giá hối đoái để ngăn chặn những tác động tiêu cực đến giá cổ phiếu, từ đó tạo ra một môi trường thuận lợi cho sự phát triển của thị trường chứng khoán Phân tích cho thấy sự biến động của tỷ giá hối đoái có thể gây ra cú sốc tiêu cực cho giá cổ phiếu; do đó, khi tỷ giá được giữ ổn định, doanh nghiệp sẽ yên tâm sản xuất, nhà đầu tư sẽ tự tin đầu tư, và giá trị cổ phiếu sẽ dao động gần với giá trị thực của nó.

Ngân hàng Nhà nước cần thực hiện chính sách điều hành lãi suất một cách thận trọng và hợp lý, vì sự biến động của lãi suất có thể ảnh hưởng tiêu cực đến giá cổ phiếu.

Tiêu đề	Bất Ổn Lãi Suất Và Tỷ Giá Hối Đoái Tác Động Đến Tỷ Suất Sinh Lời Của Cổ Phiếu Ngân Hàng: Những Bằng Chứng Tại Việt Nam
Tác giả	Trần Thị Tường Vi
Người hướng dẫn	GS.TS. Trần Ngọc Thơ
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế Tp.Hcm
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2014
Thành phố	Tp. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	70
Dung lượng	342,88 KB