(Luận văn) tác động của các yếu tố rủi ro tài chính lên dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu , luận văn thạc sĩ

t to ng hi BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM w n lo ad ju y th NGUYỄN THỊ CẨM HỒNG yi pl ua al n TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ RỦI RO TÀI CHÍNH LÊN DỰ BÁO TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ y te re th Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013 t to ng hi BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ep TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM w n lo ad ju y th NGUYỄN THỊ CẨM HỒNG yi pl n ua al TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ RỦI RO TÀI CHÍNH LÊN DỰ BÁO TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU n va ll fu oi m nh at Chuyên ngành : Tài – Ngân hàng z : 60340201 z k jm ht vb Mã số om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ a Lu n NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC n va PGS TS Nguyễn Thị Ngọc Trang y te re th Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013 t to ng hi LỜI CAM ĐOAN ep Tôi xin cam đoan luận văn “Tác động yếu tố rủi ro tài w n lên dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu” cơng trình nghiên cứu lo ad tơi y th ju Ngồi tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn, yi cam đoan số liệu kết nghiên cứu luận văn pl n ua al chưa công bố sử dụng hình thức n va TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2013 ll fu Tác giả oi m at nh z z k jm ht vb Nguyễn Thị Cẩm Hồng om l.c gm n a Lu n va y te re th t to MỤC LỤC ng hi TRANG PHỤ BÌA ep LỜI CAM ĐOAN w n MỤC LỤC lo ad DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI y th ju TÓM LƯỢC yi pl CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU CHUNG al Lý chọn đề tài 2 Mục tiêu nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu Bố cục nghiên cứu n ua n va ll fu m oi CHƯƠNG 2: CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY nh at CHƯƠNG 3: DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU, CÁC BIẾN RỦI RO VĨ MÔ VÀ MƠ HÌNH z z KIỂM ĐỊNH vb Dữ liệu nghiên cứu Mô tả biến nghiên cứu cách xử lý biến Mơ hình kiểm định 10 k jm ht gm l.c 3.1 Kiểm định phương sai sai số thay đổi – heteroskedasticity 11 om 3.2 Kiểm định Wooldridge test: Kiểm định tượng tương quan chuỗi 13 a Lu CHƯƠNG 4: MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 22 n Mơ hình nghiên cứu 22 giá hàng hóa 36 th 1.2 Hồi quy phân tích sai số dự báo có thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đối y đối giá hàng hóa 24 te re 1.1 Hồi quy tỷ suất sinh lợi theo báo cáo có thay đổi lãi suất, tỷ giá hối n va t to Gia tăng thông tin dự báo cho nhà phân tích 45 ng CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 48 hi ep MỘT SỐ HẠN CHẾ CỦA BÀI NGHIÊN CỨU 52 w TÀI LIỆU THAM KHẢO n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI hi ep Bảng 1: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình thay đổi rủi ro độ trễ quý 11 w n Bảng 2: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình thay đổi rủi ro lo ad 12 y th Bảng 3: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình ảnh hưởng rủi ro ju có độ trễ quý 12 yi pl Bảng 4: Kiểm định Wooldridge test cho mơ hình bảng 15 13 ua al Bảng 5: Kiểm định Wooldridge test cho mơ hình bảng 16 13 n Bảng 6: Kiểm định Wooldridge test cho mơ hình bảng 17 13 va n Bảng 7: Kết khắc phục phương sai sai số tự tương quan fu ll mơ hình GLS 14 m oi Bảng 8: Kết khắc phục phương sai sai số thay đổi tự tương quan at nh mơ hình GLS xem xét ảnh hưởng rủi ro 16 z Bảng 9: Kết hồi quy khắc phục tượng tương quan chuỗi phương sai z vb sai số thay đổi mơ hình xem xét ảnh hưởng rủi ro biến trễ jm ht ba quý 17 k Bảng 10: Kiểm tra đa cộng tuyến khắc phục tương đa cộng tuyến gm cách sử dụng VIF (Variance Inflation Factor) 18 l.c Bảng 11: Bảng kết kiểm định loại bỏ biến trễ 20 om Bảng 12: Hồi quy loại bỏ biến giá trị IR, FX COM 21 a Lu Bảng 13: Bảng thống kê mơ tả rủi ro tài từ biến vĩ mô 22 n Bảng 14: Bảng thống kê biến tỷ suất sinh lợi theo báo cáo biến kiểm soát sử y th biến động lãi suất, tỷ giá hối đoái, giá hàng hóa thời điểm te re Bảng 15: Hồi quy tỷ suất sinh lợi bất thường ba ngày trước ngày công bố lợi nhuận n va dụng phân tích hồi quy 25 t to ng độ lệch chuẩn tổng sản phẩm quốc nội, độ bất ổn thị trường thay hi đổi 29 ep Bảng 16: Hồi quy tỷ suất sinh lợi bất thường ba ngày trước ngày công bố lợi nhuận w độ trễ lãi suất, tỷ giá hối đối, giá hàng hóa độ lệch chuẩn n lo tổng sản phẩm quốc nội, độ bất ổn thị trường thay đổi 31 ad Bảng 17: Hồi quy tỷ suất sinh lợi bất thường ba ngày trước ngày công bố lợi nhuận y th ju lãi suất, tỷ giá hối đối, giá hàng hóa thời điểm độ trễ yi nó, độ lệch chuẩn tổng sản phẩm quốc nội, độ bất ổn thị trường pl al thay đổi 33 n ua Bảng 18: Thống kê công ty mẫu có liệu dự báo đến thời điểm n va 36 ll fu Bảng 19: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập gồm rủi ro oi m 41 nh Bảng 20: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập gồm rủi ro at với độ trễ quý 42 z z Bảng 21: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập gồm rủi ro vb k jm ht độ trễ kỳ 43 om l.c gm n a Lu n va y te re th t to ng ĐỀ TÀI: TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỔ RỦI RO TÀI hi ep CHÍNH LÊN DỰ BÁO TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU w n lo ad ju y th TÓM LƯỢC yi Bài nghiên cứu xem xét cách rủi ro lãi suất, tỷ giá hối pl al đối giá hàng hóa tác động đến tỷ suất sinh lợi kỳ vọng nhà đầu tư n ua nhà phân tích Những rủi ro tài có tạo không chắn n ll fu chắn hay không va tỷ suất sinh lợi dự báo nhà đầu tư nhà đầu tư có giải không oi m Kết nghiên cứu cho thấy nhà đầu tư nhà phân tích gặp khó at nh khăn việc ước tính rủi ro tài đến tỷ suất sinh lợi dự báo Kết cho thấy rủi ro tài nguyên nhân gây không chắn lợi nhuận dự báo z z nhà đầu tư ht vb jm Mơ hình sử dụng nghiên cứu để giải không chắn k tạo từ rủi ro tài đến tỷ suất sinh lợi dự báo nhà đầu tư Kết gm cho thấy nhà đầu tư khơng hồn tồn giải không chắn mà không chắn giải nghiên cứu om l.c giải phần không chắc, khoảng gần 20% tổng n a Lu n va y te re th t to ng CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU CHUNG hi Trong thực tế người bên ngồi ln có thơng tin tình hình hoạt động Lý chọn đề tài: w ep n lo ad công ty nhà quản trị, ban giám đốc cơng ty, có nhiều lý thuyết ju y th xây dựng để làm rủi ro tài ảnh hưởng đến dự báo tỷ suất sinh lợi nhà đầu tư Những rủi ro tài tạo không chắn cho dự báo yi pl nhà đầu tư ua al Những thông tin báo cáo tài cơng ty cơng bố bên n n va ngồi thơng tin vừa mang tính lịch sử vừa khơng phản ánh đầy đủ rủi ll fu ro mà công ty đối mặt đối mặt tương lai Những rủi ro ảnh oi m hưởng đến khả dự báo tỷ suất sinh lợi công ty nhà phân tích, nhà z Mục tiêu nghiên cứu: at nh đầu tư z k jm tài lên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ht vb Liệu nhà đầu tư có giải khơng chắn tạo từ rủi ro Phương pháp nghiên cứu: l.c gm om Trong nghiên cứu tơi sử dụng mơ hình hồi quy Trước hết tơi sử dụng mơ hình để kiểm định phương sai sai số thay đổi a Lu (heteroskedasticity) kiểm định Wooldridge test để kiểm định tượng n n va tương quan chuỗi y te re Các mơ hình hồi quy như: Hồi quy tỷ suất sinh lợi theo báo cáo công ty lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa thay đổi th
t to ng Hồi quy tỷ suất sinh lợi bất thường chứng khoán ba ngày
hi ep trước ngày công bố báo cáo công ty lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng hóa thay đổi w giá hối đối giá hàng hóa lo Hồi quy sai số dự báo nhà phân tích thay đổi lãi suất, tỷ ad n
ju y th Bố cục nghiên cứu: yi pl Tôi thiết kế cấu trúc nghiên cứu để kiểm tra chuỗi kiện sau: ua al
n  1) Các nhà đầu tư nhà phân tích quan sát thông tin chung va n thay đổi lãi suất (IR), tỷ giá hối đoái (FX) giá hàng ll fu hóa (COM) quý t quý t-1, t-2, t-3 m oi  2) Ngay cuối quý t gần cuối quý t, nhà đầu tư nhà at nh phân tích sử dụng thơng tin mà họ có độ nhạy cảm rủi ro tài z cơng ty để tạo thành kỳ vọng thay đổi lãi z suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa xảy thời điểm độ trễ vb jm ht ảnh hưởng đến lợi nhuận công ty quý t k  3) Lợi nhuận công ty quý t báo cáo quý t +1 Bài nghiên cứu trình bày sau: th
Chương 5: Tổng kết y dự báo tỷ suất sinh lợi nhà đầu tư te re tỷ giá hối đoái giá hàng hóa tỷ suất sinh lợi theo báo cáo n
Chương 4: Báo cáo kết mối liên quan thay đổi lãi suất, va  Chương 3: Mô tả lựa chọn mẫu rủi ro nhân tố vĩ mô n a Lu  Chương 2: Các nghiên cứu trước om
l.c sinh lợi) quan sát gm sai số dự báo nhà phân tích nhà đầu tư (ví dụ, báo cáo tỷ suất 41 t to ng suất, tỷ giá hối đoái giá hàng hóa từ đầu quý đến cuối quý mà thu nhập hi ep dự báo Do đó, ngoại trừ thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa suốt hai tuần cuối q, nhà phân tích quan sát thay w n đổi giá tổng hợp vào dự báo họ lo ad Để đảm bảo kết không bị ảnh hưởng cú sốc giá xảy y th ju hai tuần cuối quý, Tôi chạy tất thử nghiệm thay đổi yi lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa quý đo lường 2,5 tháng pl al đầu quý (ngoại trừ cú sốc giá hai tuần cuối quý tại) Tất n ua kết rõ ràng phương pháp đo lường biến thay va n Do có tượng phương sai sai số thay đổi nên nghiên cứu fu ll thực khắc phục tượng phương sai sai số thay đổi robustness Kết m oi trình bày bảng sau: nh at Bảng 19: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập z z gồm rủi ro vb 1.872 om Root MSE 27.007 a Lu Robust 0.0016 l.c R-squared P>|t| Khoảng tin cậy 95% 1.886205 -0.63 0.528 -4.888552 2.510043 -.1698665 2574691 -0.66 0.509 -.6748247 3350917 IR * Top decile 2763442 1934487 1.43 0.153 -.1030548 6557432 FX 42.06684 23.40379 1.80 0.072 -3.833561 87.96723 -39.37523 33.90772 -1.16 0.246 -105.8763 27.12588 y te re th FX * Top decile n IR -1.189255 va Stock market volatility Std Err n t phụ thuộc) Coef 0.2333 gm Prob > F Forecasts Error (biến 1.31 k F (14, 1857) jm ht Number of obs 42 t to hi ep 4.987935 5.079732 0.98 0.326 -4.974629 -.6608946 3.319847 -0.20 0.842 -7.171904 5.850115 Absolute dev in GDP 3354011 3678586 0.91 0.362 -.3860572 1056859 w ng COM 4798258 5479265 0.88 0.381 -.5947884 COM * Top decile n Constant 14.9505 1.55444 lo ad Bảng 20: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập y th gồm rủi ro với độ trễ quý ju yi pl Number of obs F (14, 1857) n ua al n va R-squared 0.0019 Root MSE 27.003 Coef t Std Err P>|t| Khoảng tin cậy 95% 0.718 -8.273882 5.698911 0.320 -.336034 1.028288 0.206 -.7468878 1615381 3562238 -0.36 at -1.287485 Robust nh 346127 3478216 1.00 z IR lag 0.0038 oi Stock market volatility Prob > F m phụ thuộc) 2.85 ll fu Forecasts Error (biến 1.872 z 231595 -1.26 49.16729 49.59427 0.99 FX lag * Top decile -57.13047 49.50325 -1.15 COM lag -4.449234 2.677092 -1.66 0.097 COM lag* Top decile -5.787994 3.705348 -1.56 0.118 Absolute dev in GDP 5096521 4276112 1.19 0.233 -.3289954 1.348299 Constant 4689691 3991769 1.17 0.240 -.3139118 ht 0.322 -48.09887 146.4335 0.249 -154.2181 k jm FX lag -.2926748 vb IR lag* Top decile 39.9572 gm -9.699649 8011819 om l.c -13.05506 1.479075 n a Lu 1.25185 n va y te re th 43 t to ng Bảng 21: Hồi quy chênh lệch tỷ suất sinh lợi dự báo với biến độc lập hi ep gồm rủi ro độ trễ kỳ w Number of obs 1.872 n lo F (14, 1857) ad ju y th yi pl Forecasts Error (biến R-squared 0,0030 Root MSE 27,032 P>|t| Khoảng tin cậy 95% 3.445044 -0.07 0.481 -9.184784 4.329349 -.0520176 1765727 -0.29 0.768 -.3983195 2942843 1.11 0.266 -.1729905 6262952 Std Err ua -2.428217 n Stock market volatility 0.0358 t al phụ thuộc) Prob > F Robust Coef va n IR 1,78 fu 2266524 2037703 IR lag 2497991 2773356 0.90 0.368 -.2941232 7937214 IR lag * Top decile -.220623 2349536 -0.94 0.348 -.6814239 2401779 FX 40.37052 20.09188 0.045 9654719 79.77558 0.294 -80.81016 24.48224 0.311 -45.50271 142.6498 ll IR * Top decile z -1.05 z 1.01 -50.76403 45.26687 -1.12 -139.5433 38.01528 3.467637 4.699488 0.74 0.461 -5.749197 12.68447 ht 48.57355 47.96769 jm vb 0.262 k gm COM -28.16396 26.84329 at FX lag * Top decile nh FX lag oi m FX * Top decile 2.01 -2.121493 3.63484 -0.58 0.560 -9.250295 5.00731 COM lag -3.026041 1.804365 -1.68 0.094 -6.564838 5127566 COM lag * Top decile -6.57793 4.154105 -1.58 0.113 -14.72514 1.569276 Absolute dev in GDP 4565015 4150118 1.10 0.271 -.3574373 Constant 0778019 3876449 0.20 0.841 om l.c COM * Top decile a Lu 1.27044 n n va -.682437 8380676 http://www.vinhphucit.gov.vn/so-cong-thuong-vinh- th Nam nhập nguyên liệu chiếm 42% tổng kim ngạch nhập (Nguồn: y số dự báo mức ý nghĩa 5% Kết phù hợp với đặc điểm Việt te re Kết cho thấy tỷ giá hối đối, giá hàng hóa trễ kỳ có ảnh hưởng đến sai 44 t to ng phuc.gplist.363.gpopen.7179.gpside.1.gpnewtitle.tong-kim-ngach-nhap-khau-thang- hi ep 10-nam-2013.asmx) Bên cạnh biến khác khơng cho ảnh hưởng rõ ràng Kết phù hợp phần với nghiên cứu trước Wayne Guay cộng w n (2003), Minton and Schrand (1999), Gebhart cộng (2001), Lang cộng lo ad (2002), and Easley, Hvidkjaer and O’Hara (2002) y th ju Tương quan độ bất ổn thị trường sai số dự báo tương quan âm, yi nghĩa độ bất ổn thị trường tăng 1% sai số dự báo giảm 2,43% Tương tự pl ua al với biến khác n Sự thất bại nhà phân tích để giải hồn tồn khơng chắn va n tạo cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng hóa khơng hồn fu ll tồn đáng ngạc nhiên Sơ đồ hoàn hảo đưa cú sốc vào thu nhập địi hỏi nhiều thơng m oi tin độ nhạy cảm thu nhập với rủi ro lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa at nh cơng ty Ví dụ, để dự đốn rủi ro tỷ giá hối đoái ảnh z hưởng đến lợi nhuận yêu cầu công ty địi hỏi phải có kiến thức chi tiết z tất hợp đồng tiền tệ công ty hoạt động phòng ngừa rủi ro tài chính, vb jm ht ảnh hưởng cú sốc vào áp lực cạnh tranh, nhu cầu sản phẩm giá k đầu vào Dưới đây, mở rộng việc phân tích để giải câu hỏi liệu nhà om l.c làm họ thành cơng q trình gm phân tích cố gắng giải không chắn tạo cú sốc Độ lớn hệ số hồi quy Bảng 21 cho thấy cú sốc lãi suất, tỷ giá a Lu hối đoái giá hàng hóa có tác động kinh tế đáng kể phân tích sai số n th công ty lớn với độ nhạy cảm rủi ro lãi suất tỷ giá hối đoái Đối với cơng ty có y Tương tự với biến cịn lại Những tác động lớn đáng kể te re bình mẫu (0,0213) gia tăng mức độ sai số dự báo 2,09% cho toàn mẫu n Bảng 21 Hệ số cho thấy, trung bình, cú sốc lãi suất với trung va dự báo Ví dụ, xem xét hệ số -0,0520176 cú sốc lãi suất giai đoạn 45 t to ng độ nhạy cảm rủi ro lãi suất thập phân vị, gia tăng hệ số biến cú sốc lãi hi ep suất 2266524 Đối với cơng ty có độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá hối đoái thập phân vị, gia tăng hệ số biến cú sốc tỷ giá hối đoái -28.16396 w n Gia tăng thơng tin dự báo cho nhà phân tích lo ad y th Tuy nhiên, thực tế nhà phân tích xem xét lại dự báo để đáp ju ứng với cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đoái số giả hàng hóa khơng có yi pl nghĩa điều chỉnh dự báo giải thành công không chắn tạo ua al cú sốc Do đó, câu hỏi liên quan chưa giải liệu n phạm vi nhà phân tích giải nguồn khơng chắn hay không va n Tôi khảo sát khả nhà phân tích để giải khơng fu ll chắn liên quan đến độ nhạy cảm rủi ro tài cách so sánh ba phương pháp m oi dự báo với mà khác khía cạnh thời gian khác nh at liên quan đến kết hợp thông tin quan trọng cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đối z giá hàng hóa Biện pháp sai số dự báo nhà phân tích, sử dụng z ht vb bảng trước, phương pháp giá trị chênh lệch tỷ suất sinh lợi cổ jm phiếu dự báo trung bình nhà phân tích vào cuối quý (sau đây, gọi “sai số k cuối kỳ”) Phương pháp dự báo có lợi lớn chuỗi thời gian cuối gm quý, nhà phân tích quan sát thấy cú sốc độ trễ có l.c om thể kết hợp thơng tin mà họ có ảnh hưởng cú sốc đến thu nhập Biện pháp thứ hai sai số dự báo nhà phân tích tính tốn giá trị a Lu chênh lệch tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thực dự báo trung bình đầu quý nhà n y th báo cuối kỳ te re sát cú sốc giai đoạn tại, bất lợi thời gian so với dự n thực sau nhà phân tích quan sát độ trễ cú sốc trước quan va phân tích (sau đây, gọi “sai số đầu kỳ”) Dự báo đầu kỳ nhà phân tích 46 t to ng Biện pháp thứ ba sai số dự báo mơ hình chuỗi thời gian (sau đây, gọi hi ep mơ hình sai số chuỗi thời gian) tính toán giá trị chênh lệch tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thực tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thực kỳ năm trước Mơ hình w n chuỗi thời gian giả định thu nhập hàng quý bước ngẫu nhiên theo mùa lo ad Phương pháp dự báo có bất lợi lớn thơng tin dự báo hình thành y th trước có xuất cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng ju hóa độ trễ Một phương pháp dự báo thay với bất lợi yi pl thông tin tương tự dựa dự báo thu nhập hàng quý ba hay bốn al ua quý trước (ví dụ, dự báo thu nhập quý thứ thực kể từ quý n kỳ tài chính) Tuy nhiên có vấn đề với phương pháp phần lớn nhà va n phân tích khơng qn dựa vào q trước để dự báo Như bảng fu ll trước đó, dựa vào tất giá trị sai số dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu oi m nh Quan tâm phương pháp dự báo thay để nghiên cứu at mức độ mà cải thiện gia tăng dự báo cuối kỳ giải thích cách kết z hợp thơng tin cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng hóa độ z vb trễ Giả định ước tính nhà phân tích xác số tác động ht jm cú sốc vào dự đoán họ, tác giả kỳ vọng tìm thấy liên kết chiều k cải thiện gia tăng cuối quý dự báo cú sốc gm l.c Trong thảo luận trên, câu hỏi đáng quan tâm tỷ lệ om tổng không chắn gây cú sốc lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng n a Lu hóa giải nhà phân tích th nghiên cứu Theo số liệu thống kê từ năm 2012 trở sau bắt đầu có y nhà đầu tư chịu ảnh hưởng từ rủi ro tài Và hạn chế lớn te re quy để xác định tỷ lệ giải không chắn sai số dự báo tỷ suất sinh lợi n Việt Nam nên phạm vi nghiên cứu chưa thể sử dụng mơ hình hồi va Tuy nhiên hạn chế việc thống kê số liệu dự báo nhà phân tích 47 t to ng số nhà đầu tư đưa dự báo, tương lai có đầy đủ liệu hi ep dưcó thể sử dụng mơ hình tơi để ước tính khơng chắn tỷ suất sinh lợi dự báo nhà đầu tư yếu tố vĩ mô thay đổi w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th 48 t to ng CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN hi ep Bài nghiên cứu bắt đầu phân tích từ tài liệu ghi nhận w quý gần độ trễ lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa thay đổi n lo tạo không chắn lợi nhuận kế tốn mà nhà đầu tư khơng giải ad y th trước ngày công bố lợi nhuận Cụ thể, công ty lớn chịu nhiều tác ju động từ lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa, giá trị lãi cổ phiếu vượt lợi yi pl nhuận thông báo tăng lên quý độ trễ lãi suất, tỷ giá ua al hối đối giá hàng hóa thay đổi n Những kết cho thấy lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng va n hóa thay đổi không ảnh hưởng đến lợi nhuận quý mà ảnh fu ll hưởng đến vài quý sau Những thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đoái giá m oi hàng hóa tạo khơng chắn lợi nhuận dự kiến quý gần nh at độ trễ Báo thu nhập cung cấp số thông tin cho nhà đầu tư z ảnh hưởng thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa z vb ht Mặc dù kết thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đoái giá k jm hàng hóa làm gia tăng khơng chắn nhà đầu tư Để tìm hiểu làm gm nhà đầu tư giải không chắn theo thời gian, kiểm tra trình mà nhà phân tích điều chỉnh dự báo tỷ suất sinh lợi dự báo họ để kết hợp với l.c om thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa Đầu tiên, kiểm định tự a Lu tương quan tỷ suất sinh lợi theo báo cáo lãi suất, tỷ giá hối đối giá n hàng hóa thay đổi độ trễ Kết phù hợp với nổ lực th sinh lợi dự kiến cuối kỳ so với tỷ suất sinh lợi dự báo từ mơ hình chuỗi thời gian y số không chắn gây cú sốc giá Cụ thể, vượt trội tỷ suất te re nhà phân tích điều chỉnh dự báo nhà phân tích giải phần tổng n giá hối đối giá hàng hóa việc đưa dự báo họ Thứ hai, dự báo va nhà phân tích việc cố gắng kết hợp tác động thay đổi lãi suất, tỷ 49 t to ng ngẫu nhiên theo mùa, phần khả để giải không hi ep chắn nhà phân tích liên quan đến thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đối giá hàng hóa w n lo Như dấu hiệu mức độ tỷ lệ không chắn giải ad quyết, thấy so với tỷ suất sinh lợi dự báo từ mơ hình chuỗi thời gian y th ju ngẫu nhiên theo mùa, dự báo cuối kỳ nhà phân tích giải phần yi tổng số không chắn kỳ vọng thay đổi lãi suất, tỷ giá hối pl al đối giá hàng hóa trung bình mẫu (Tỷ lệ phần trăm giảm dần phụ thuộc n ua vào loại độ lớn rủi ro tài cơng ty cho trước) va n Có số chứng cho thấy việc nhà đầu tư điều chỉnh dự kiến quý fu ll giải phần không chắn tạo thay đổi lãi suất, m oi tỷ giá hối đối giá hàng hóa mà tồn vào đầu quý nh at Kết nghiên cứu Wayne Guay cộng (2003) có ý nghĩa đối z với hai dòng nghiên cứu Đầu tiên, nghiên cứu gần vai trò phòng z ht vb ngừa rủi ro việc gia tăng lượng thông tin đến nhà đầu tư Demarzo Duffie jm (1995) lập luận phòng ngừa rủi ro hạn chế tổn thất lợi k nhuận cơng ty làm giảm bất cân xứng thông tin nhà quản lý gm nhà đầu tư Một giả định ngầm mơ hình họ người bên ngồi gặp khó l.c om khăn việc giải thích ảnh hưởng rủi ro cơng ty tự phịng ngừa Kết nghiên cứu phù hợp với giả thuyết tài liệu cho thấy a Lu nhà đầu tư nhà phân tích khơng giải tác động phịng ngừa n n va rủi ro thay đổi lãi suất, tỷ giá hối đoái giá hàng hóa dụ, nghiên cứu gần bao gồm Geczy cộng (1997), Barton (2001), th sử dụng công cụ tài phái sinh khơng chắn lợi nhuận kỳ vọng Ví y nghiên cứu thực nghiệm gần chứng minh mối liên quan việc te re Kết nghiên cứu Wayne Guay cộng (2003) hỗ trợ cho 50 t to ng Brown (2001), Dadalt cộng (2002) Pincus Rajgopal (2002) tìm thấy hi ep công cụ phái sinh mà công ty sử dụng liên quan đến bất ổn lợi nhuận, số lượng nhà phân tích độ xác tỷ suất sinh lợi dự kiến w n lo Bài nghiên cứu thứ hai phát triển học thuyết, thử nghiệm làm ad để hiểu rõ chuẩn mực kế tốn cơng bố báo cáo tài cơng ty, y th ju cung cấp thông tin rủi ro công ty cho người sử dụng báo cáo tài Bài yi nghiên cứu chung cho thấy việc cung cấp thơng tin cơng ty có tính lịch sử pl al không đủ để giải không chắn nhà đầu tư rủi ro tài Tuy n ua nhiên, câu hỏi thực nghiệm quan trọng không giải nghiên cứu n va phần giải nghiên cứu bao gồm, bao ll fu nhiêu không chắn tạo độ nhạy cảm rủi ro giải at nh để giải không chắn oi m cách tham gia thị trường, khơng chắn cịn lại khoảng thời gian z Kết cho thấy độ nhạy cảm rủi ro lãi suất, tỷ giá hối đối giá z hàng hóa chiếm số lượng đáng kể không chắn thu nhập phần vb jm ht đáng kể không chắn giải cách tham gia thị trường k thông qua yêu cầu cơng bố thơng tin có thực sau vài quý gm Cho thấy nỗ lực gần quan quản lý chuẩn mực kế toán để l.c cải thiện cung cấp độ nhạy cảm rủi ro có thực tập trung vào không om chắn thông tin có (Lưu ý kết khơng đề cập đến việc yêu cầu công a Lu bố thêm nên giải thêm không chắn Tăng cung cấp làm n tăng thêm thiết lập thông tin bên ngồi nhà quản lý có thơng tin bí mật th palladium Mặc dù quản lý Ford công bố hồ sơ pháp lý họ mà họ y dùng khoảng khoản phí tỷ USD để làm giảm giá trị cổ phần hàng hóa te re họ Ví dụ, vào ngày 11 tháng năm 2002 Ford Motor Corp thơng báo n số công ty không cung cấp đầy đủ thông tin độ nhạy cảm rủi ro va rủi ro công ty Mặc dù không cung cấp chứng vấn đề này, chúng cho thấy 51 t to ng phải đối mặt với rủi ro hàng hóa, Ford khơng đề cập nắm giữ paladium bất hi ep kỳ báo cáo tài vịng năm năm qua Đối với thảo luận cho thấy “Kho dự trữ quản lý Palladium yếu chất xúc tác cho việc giảm giá w n trị cổ phần Ford” Wall Street Journal, 06 tháng năm 2002 Một điểm lo ad loại trừ khả phần không chắn độ nhạy cảm y th rủi ro người bên ngồi khơng có khả xử lý hiệu tất thông tin ju độ nhạy cảm rủi ro công ty) Trong nghiên cứu tập trung đặc biệt yi pl vào không chắn độ nhạy cảm rủi ro lãi suất, tỷ giá hối đoái giá al ua hàng hóa, tơi tin cách tiếp cận để xác định không chắn nhà đầu tư n nhà phân tích chung chung áp dụng khía cạnh va n khác điều hành công ty, đầu tư hoạt động tài nơi mà thơng tin bất cân ll fu xứng dự đoán tồn oi m nh Nhà đầu tư khơng giải hồn tồn không chắn tạo từ rủi at ro tài mà giải khoảng 20% không chắn tạo từ z z rủi ro tài vb jm ht Các kết cho thấy việc phát rủi ro công ty cung k cấp cho nhà phân tích nhà đầu tư với số khơng phải tất gm thông tin cần thiết để hiểu rủi ro tài doanh nghiệp Như vậy, kết cho l.c thấy nỗ lực gần quan quản lý chuẩn mực kế toán để cải om thiện việc phát rủi ro mà công ty phải đối mặt tương lai Tất nhiên, việc a Lu phát thêm thông tin liên quan phụ thuộc vào việc nhà quản lý có n phát tồn rủi ro doanh nghiệp liệu họ có cơng bố đầy đủ thông n y te re gắt nhu cầu huy động vốn lớn va tin rủi ro mà họ đối mặt tương lai cạnh tranh ngày gay th 52 t to ng MỘT SỐ HẠN CHẾ CỦA BÀI NGHIÊN CỨU KHI ÁP DỤNG hi ep TẠI VIỆT NAM w n
Thời gian mẫu nghiên cứu từ quý năm 2007 đến quý năm lo ad 2013, liệu ngày công bố báo cáo bắt đầu có từ năm 2009, y th nhiên chưa đầy đủ xác Do ngày công bố báo cáo ju nghiên cứu lấy vào ngày kết thúc quý báo cáo điều chỉnh yi pl thêm khoảng thời gian phép để thức cơng bố báo cáo, ua al báo cáo từ quý đến quý 3, điều chỉnh cộng thêm khoảng thời gian n 20 ngày báo cáo quý – năm điều chỉnh cộng thêm khoảng thời n va gian 30 ngày fu ll
Biến dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu công ty hàng quý đến thời điểm m oi chưa có số liệu đầy đủ có cơng ty cơng bố tỷ suất sinh lợi dự at nh báo hàng quý Đây hạn chế lớn nghiên cứu z
Do hạn chế thị trường Việt Nam chưa có số liệu đầy đủ giá trị dự báo z nhà phân tích số lượng nhà phân tích làm dự báo nên tơi chưa vb jm ht thể thực số mơ hình hồi quy để xác định chắn tỷ suất sinh k lợi dự báo chịu ảnh hưởng từ yếu tố vĩ mô Tuy nhiên từ năm 2013 gm bắt đầu có thơng tin dự báo tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, tơi mong l.c tương lai thị trường Việt Nam ngày phát triển để nhà om nghiên cứu có đầy đủ liệu để thực mơ hình nghiên cứu xác n a Lu n va y te re th t to ng TÀI LIỆU THAM KHẢO hi ep Tài liệu nước: w n Báo cáo tổng hợp kết nghiên cứu khoa học đề tài cấp sở năm 2005: lo ad Nghiên cứu xây dựng qui trình phương pháp thực hành hồi quy tuyến tính ju y th dựa phần mềm Stata Chủ nhiệm: Lê Đỗ Mạch, Hà Nội 2005 yi Hoàng Ngọc Nhậm cộng sự, 2010 Giáo trình Kinh tế lượng Tp Hồ Chí pl Minh: Nhà xuất Thống kê al ua Nguyễn Thị Mỹ Dung, 2013 Nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán n Việt Nam – Một số điểm cần lưu ý Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 8, va n tháng – 2/2013, trang 42 – 45 fu ll Nguyễn Thị Ngọc Trang cộng sự, 2011 Quản trị rủi ro tài Tp Hồ oi m Chí Minh nh z Nhà xuất Thống kê at Phan Thị Bích Nguyệt cộng sự, 2006 Đầu tư tài Tp Hồ Chí Minh: z jm Chí Minh: Nhà xuất Thống kê ht vb Trần Ngọc Thơ cộng sự, 2003 Tài doanh nghiệp đại Tp Hồ k Võ Thị Thúy Anh & Nguyễn Thanh Hải Nghiên cứu ảnh hưởng gm nhân tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu niêm yết HSX: Tạp chí Phát om a Lu Tài liệu nước ngoài: l.c triển kinh tế 275 (09/2013) 16-27 n Barton, J., 2001, Does the use of financial derivatives affect earnings th in the hand’ fallacy, Bell Journal of Economics, 10, 259 - 270 y Bhattacharya, S.,1979, Imperfect information, dividend policy and ‘the bird te re Accounting Research, (supplement), 67 - 92 n Beaver, W., 1968, The information content of earnings, Journal of va management decisions? Accounting Review 76, - 26 t to ng Brown, G., 2001, Managing foreign exchange risk with derivatives, hi ep Journal of Financial, Economics, 60, 401 - 448 Dadalt, P., G Gay, and J Nam, 2002, Asymmetric information and corporate w n derivatives use, Forthcoming, Journal of Futures Markets lo ad Demarzo, P., and D Duffie, 1995, Corporate incentives for hedging and y th hedge accounting, Review of Financial Studies, 8, 743 - 771 ju Easley, D., S Hvidkjaer, and M O’Hara, 2002, Is information risk a yi pl determinant of asset returns, Journal of Finance 57, 2185 - 2221 al ua Gebhart, W., C Lee, and B Swaminathan, 2001, Toward an implied cost of n capital, Journal of Accounting Research 39, 135 - 176 va n Géczy, C., B Minton, and C Schrand, 1997, Why firms use currency fu ll derivatives, Journal of Finance 52, 1323 - 1354 m oi 10 Haushalter, David G., 2000, Financial policy, basis risk, and corporate z 152 at nh hedging: Evidence from oil and Gas Producers, Journal of Finance 55, 107 - z vb 11 Kim, O., and R Verrecchia, 1994, Market liquidity and volume around jm ht earnings announcements, Journal of Accounting and Economics, 17, 41 - 67 k 12 Lang, M., K Lins, and D Miller, 2002, ADRs, Analysts, and Accuracy: gm Does Cross Listing in the U.S Improve a Firm's Information Environment om l.c and Increase Market Value?, forthcoming in Journal of Accounting Research 13 Mikkelson, W., and M Partch, 1986, Valuation effects of security offerings a Lu and the issuance process, Journal of Financial Economics 15, 31 - 60 n 14 Minton, B., and C Schrand, 1999, The impact of cash flow volatility on th Economics 13, 187 - 221 y when firms have information that investors not have, Journal of Financial te re 15 Myers S., and N Majluf, 1984, Corporate financing and investment decisions n of Finance Economics 54, 423 - 460 va discretionary investment and the costs of debt and equity financing, Journal t to ng 16 Pincus, M., and S Rajgopal, 2002, The Interaction between Accrual hi ep Management and Hedging: Evidence from Oil and Gas Firms, Accounting Review 77, 127 - 160 w n 17 Wayne Guay, David Haushalter, Bernadette Minton (2003) “The influence of lo ad corporate risk exposures on the accuracy of earnings forescasts” ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm n a Lu n va y te re th