GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU
Lý do chọn đề tài
TSSL biểu thị một tài sản đầu tư có giá trị tăng lên hay giảm xuống và là một trong các chỉ tiêu quan trọng để đánh giá hiệu quả đầu tư theo Chance & Brooks (2012)
Do đó, các nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến TSSL luôn là mối quan tâm hàng đầu của các chuyên gia tài chính và các nhà quản trị danh mục đầu tư Bên cạnh đó, TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam thường được các nhà đầu tư chú trọng, thứ nhất, hệ thống tài chính ở các nền kinh tế mới nổi phụ thuộc rất nhiều vào ngành ngân hàng Theo đó, ngân hàng là chủ thể chủ yếu cung cấp các sản phẩm và dịch vụ tài chính cho khách hàng, là kênh cung cấp vốn quan trọng cho nền kinh tế, giúp thúc đẩy nền kinh tế phát triển Đồng thời, thông qua các ngân hàng thương mại, ngân hàng trung ương có thể thực hiện các chính sách tiền tệ của mình (Benston, 2004) Thứ hai, cổ phiếu NHTMCP Việt Nam có tỷ trọng lớn nhất trong quy mô vốn hóa thị trường, chiếm tới 29% theo thống kê của Bộ Tài chính vào năm 2021
Tuy nhiên những năm gần đây, nền kinh tế thế giới nói chung và nền kinh tế Việt Nam nói riêng đã và đang phải đối mặt với ảnh hưởng mà đại dịch COVID-19 mang lại, TSSL của cổ phiếu NHTMCP Việt Nam cũng biến động không ngừng, biến động mạnh nhất trong quý IV/2020, quý III/2021 và quý I/2022, tương ứng với các giai đoạn NHNN thông qua chính sách tiền tệ để điều chỉnh LS, hỗ trợ tăng trường kinh tế, điều chỉnh LS để tháo gỡ khó khăn, hỗ trợ kinh tế phục hồi và điều hành chính sách tiền tệ và tín dụng để kiểm soát lạm phát, thống kê từ Cục thống kê đến Quý II/ 2023 Bên cạnh đó, Nguyễn Ánh Tuyết (2023) chỉ ra LS và TGHĐ hiện nay cũng biến động vì trực tiếp chịu tác động do các chính sách tiền tệ mà NHNN điều hành nhằm hỗ trợ ổn định kinh tế và tài chính hậu COVID-19, cụ thể là NHNN tăng LS trong điều hành chính sách tiền tệ, điều chỉnh tăng biên độ tỷ giá và can thiệp lên thị trường ngoại tệ
TGHĐ và LS là các chỉ tiêu tài chính quan trọng có tác động đến TSSL cổ phiếu nói chung và có một số lý do để giải thích rõ là thứ nhất Madura & Zarruk (1995) cho rằng, các ngân hàng lớn ở Mỹ phân bổ và chiếm thị phần đáng kể ở các nước khác, nên biến động về TGHĐ tác động đáng kể đến doanh thu và dòng chi phí để tăng khả năng bảo vệ và phòng ngừa rủi ro TGHĐ Mỹ không ổn định có thể gây ra rủi ro cho các hoạt động kinh doanh của ngân hàng liên quan đến ngoại tệ, đặc biệt là hoạt động liên quan đến TGHĐ TGHĐ không ổn định có thể làm giảm giá trị của các khoản nợ và tài sản của ngân hàng, gây ra rủi ro cho các hoạt động kinh doanh của ngân hàng tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng Thứ hai, theo Deshmukh & cộng sự (1983), các ngân hàng đóng vai trò là trung gian tài chính cho nền kinh tế, nên cấu trúc cân đối kế toán của ngân hàng gồm tài sản và nợ phải trả là đối tượng bị ảnh hưởng bởi LS và TGHĐ Cụ thể, khi
LS cao, hoạt động cho vay của ngân hàng bị ảnh hưởng khiến hoạt động kinh doanh của ngân hàng phát triển chậm làm cho cổ phiếu kém hấp dẫn Thêm vào đó, LS cao trở nên hấp dẫn với nhà đầu tư hơn, xu hướng các nhà đầu tư sẽ đua nhau rút tiền để chuyển sang các kênh khác an toàn hơn khiến cấu trúc cân đối kế toán ngân hàng bị ảnh hưởng, gián tiếp tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng
Một số nghiên cứu trên thế giới nêu bật LS và TGHĐ ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu nói chung và TSSL cổ phiếu ngân hàng nói riêng như nghiên cứu của Lynge & Zumwalt (1980) về LS tác động đến TSSL của cổ phiếu ngân hàng Choi & cộng sự
(1992) thảo luận tác động CSTT, LS và TGHĐ đến TSSL của cổ phiếu Thêm vào đó, thông qua mô hình trình bày các tác động của thị trường, LS và TGHĐ đến TSSL cổ phiếu của 9 NHTMCP tại Úc theo Ryan và cộng sự 2004 Hahm (2004) đã điều tra thực nghiệm dựa vào mô hình ba nhân tố giải thích mức độ tác động về LS và TGHĐ của các tổ chức Ngân hàng ở Hàn Quốc trước khủng hoảng 1990 Kasman & cộng sự (2011) đã đưa ra các kết luận về tác động của LS và TGHĐ đến lợi nhuận chứng khoán của các ngân hàng Thổ Nhĩ Kỳ
Tại Việt Nam, nghiên cứu về LS và TGHĐ tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng vẫn còn hạn chế, trong khi nghiên cứu về đề tài này đã được thảo luận nhiều từ những năm 1980 tại các nước phát triển Đánh giá về LS và TGHĐ tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng rất quan trọng Vì vậy, tác giả chọn đề tài “LS và tỷ giá tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.”
Mục tiêu nghiên cứu và câu hỏi nghiên cứu
Mục tiêu tổng quát của nghiên cứu này là phân tích tác động LS và TGHĐ đến TSSL của cổ phiếu NHTMCP Việt Nam Cụ thể, bài nghiên cứu sẽ tập trung vào các mục tiêu như sau (i) Phân tích tác động của LS và TGHĐ đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam; (ii) Nghiên cứu mức độ tác động của các yếu tố đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam; (iii) Đề xuất cho những đối tượng các khuyến nghị để đưa ra thông tin cho nhà đầu tư thêm cơ sở để đầu tư vào cổ phiếu NHTMCP Việt Nam.
Câu hỏi nghiên cứu
Câu hỏi 1: LS và TGHĐ có tác động đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam hay không?
Câu hỏi 2: Mức độ LS và TGHĐ tác động đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam ra sao?
Câu hỏi 3: Từ kết quả nghiên cứu, các khuyến nghị tương ứng nào được đưa ra nhằm đưa ra thông tin thêm cơ sở cho nhà đầu tư đầu tư vào cổ phiếu NHTMCP Việt Nam?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
Đối tượng nghiên cứu của khóa luận là tác động của LS và TGHĐ đến TSSL cổ phiếu NHTMCP tại Việt Nam
Hệ thống Ngân hàng của Việt Nam hiện nay gồm 31 NHTMCP nhưng tác giả chỉ sử dụng TSSL của 5 NHTMCP có vốn điều lệ lớn nhất, được công bố tại Ngân hàng nhà nước Việt Nam (2023), các ngân hàng gồm VP Bank, Vietcombank, BIDV Bank, MB Bank và Vietinbank Danh sách các NHTMCP trong nước Website: https://www.sbv.gov.vn/[Truy cập: 20:21 ngày 01/11/2023]
Khoảng thời gian bắt đầu nghiên cứu là giai đoạn bắt đầu bùng nổ dịch bệnh COVID-19 01/12/2019 đến 30/06/2023 hết quý II/2023 (2.5 năm) Vì LS và TGHĐ Việt Nam hiện nay biến động do đã và đang trực tiếp chịu tác động mà các chính sách tiền tệ NHNN điều hành nhằm hỗ trợ ổn định kinh tế và tài chính hậu COVID-19, cụ thể là NHNN tăng LS trong điều hành chính sách tiền tệ, điều chỉnh tăng biên độ tỷ giá và can thiệp lên thị trường ngoại tệ.
Phương pháp nghiên cứu
Khóa luận sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, thu thập mẫu dữ liệu của
5 NHTMCP Việt Nam được công bố có vốn điều lệ lớn nhất thời gian từ 31/12/2019 đến 30/06/2023 nguồn từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam (2023) Dữ liệu thứ cấp được xử lý bằng phần mềm Stata, dữ liệu gồm TSSL thị trường VNIndex, tỷ giá BQLNH USD/VND, LS qua đêm BQLNH hàng thu thập từ Cổng thông tin tài chính toàn cầu Website: https://www.investing.com/[Truy cập: 17:21 ngày 01/11/2023]
Dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, dữ liệu nghiên cứu là các dữ liệu chuỗi thời gian và với mục đích là xử lý các dữ liệu biến động tài chính Hơn nữa, hiện nay với các đối tượng kinh tế tương tự được nghiên cứu thì số ít các công trình sử dụng mô hình ARCH/GARCH Vì vậy, tác giả lựa chọn mô hình ARCH/GARCH để áp dụng phân tích biến động các chuỗi thời gian, kết hợp với phần mềm phân tích dữ liệu kinh tế Stata 17.
Đóng góp của nghiên cứu
Nhằm làm rõ các yếu tố LS và TGHĐ tác động đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam từ khía cạnh nào, tác động như thế nào Từ đó, đưa ra một số gợi ý chính sách và khuyến nghị nhằm cung cấp thêm thông tin về các yếu tố tác động đến TSSL từ cổ phiếu NHTMCP từ đó dựa vào cơ sở đó để đưa ra quyết định đầu tư hợp lý Bên cạnh đó, đề tài này còn là nguồn tham khảo có giá trị cho các bạn đọc quan tâm đến đề tài nghiên cứu này.
Bố cục khóa luận
Đề tài “Tác động của lãi suất và tỷ giá đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam”, bố cục gồm 5 chương
Chương 1 Giới thiệu về nghiên cứu
Xuyên suốt chương, tác giả đã sơ lược tổng quan bài nghiên cứu về những vấn đề cốt lõi như đặt vấn đề; tính cấp thiết của đề tài; mục tiêu của đề tài và đưa ra câu hỏi nghiên cứu để giải thích cho các mục tiêu đề tài; đối tượng và phạm vi; phương pháp; đóng góp và bố cục đề tài
Chương 2 Tổng quan về lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm
Trong chương các cơ sở lý thuyết về TSSL, TGHĐ, LS và cách đo lường sẽ được trình bày Bên cạnh đó, tác giả tiến hành lược khảo các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu ngân hàng
Chương 3 Phương pháp nghiên cứu
Từ cơ sở lý thuyết ở chương 2 và lược khảo các nghiên cứu thực nghiệm, chương
3 sẽ đề xuất mô hình nghiên cứu Tiếp theo, trình bày quy trình phân tích bằng sơ đồ, trình bày các biến trong mô hình, đưa ra giả thuyết, phương pháp cho đề tài
Chương 4 Kết quả và thảo luận kết quả TGHĐ và LS ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
Trong chương 4, dựa trên mô hình được đề xuất trong chương 3 và các dữ liệu thu thập từ 5 NHTMCP Việt Nam, tiến hành thực hiện phân tích nghiên cứu Sau đó, thực hiện các bước kiểm định và ước lượng các biến trên Stata, từ kết quả đó, tác giả sẽ thảo luận kết quả dựa trên các giả thuyết mà đã đưa ra và kết luận
Chương 5 Kết luận và khuyến nghị
Tiếp theo chương 4, chương 5 sẽ đánh giá kết quả nghiên cứu của đề tài, những hạn chế và hướng phát triển tiếp theo Từ đó đưa ra những khuyến nghị
Trong chương này, để có cái nhìn tổng quan về đề tài nghiên cứu, tác giả đã tóm lược các nội dung của từng chương trong khóa luận thông qua các phần cụ thể như mục tiêu nghiên cứu, đối tượng và phạm vi nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phương pháp và nội dung nghiên cứu cũng như đưa ra được đóng góp và bố cục cho đề tài.
TỔNG QUAN VỀ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN VỀ LÃI SUẤT, TỶ GIÁ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG
Một số khái niệm liên quan
2.1.1 Tổng quan về tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
2.1.1.1 Khái niệm về tỷ suất sinh lợi cổ phiếu
Theo Mishkin (2015), TSSL là chỉ tiêu quan trọng trong đầu tư và được xác định bằng tỷ lệ phần trăm giữa mức lợi nhuận thu được (bao gồm sự thay đổi về giá và các khoản thu nhập bằng tiền mặt) và giá trị của khoản đầu tư bỏ ra Ngoài ra, TSSL còn được hiểu là là một tiêu thức được đo lường bằng sự tăng hoặc giảm của tài sản từ việc đầu tư (Chance & Brooks, 2012)
Williams (1998) định nghĩa TSSL cổ phiếu dựa trên quan điểm của người đầu tư, ông cho rằng TSSL cổ phiếu là giá trị hiện tại của tất cả các lợi nhuận dự kiến trong tương lai từ việc nắm giữ cổ phiếu Hay Graham (2006) khái niệm TSSL cổ phiếu là tỷ suất lợi nhuận tối đa mà một người có thể mong đợi từ việc đầu tư vào cổ phiếu mà không có sự thay đổi đột ngột trong chính sách của công ty
Tóm lại, TSSL trên cổ phiếu đơn giản là sự thay đổi trong giá trị cổ phiếu trong kỳ xem xét chia cho giá của cổ phiếu đó tại thời điểm đầu kỳ TSSL được tính toán thông qua khoản thu hồi khi đầu tư vào một cổ phiếu thông thường, tuân theo giá trị cổ phiếu giữa đầu và cuối của kỳ và thu nhập mà chủ sở hữu được từ cổ phiếu đó
2.1.1.2 Phương pháp đo lường tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
Theo Bodie, Kane, & Marcus (2009) để đo lường TSSL tùy vào mục tiêu và đối tượng phân loại thì gồm có hai cách là đo lường TSSL quá khứ và đo lường TSSL kỳ vọng Đo lường tỷ suất sinh lợi cổ phiếu quá khứ
Khi đánh giá giữa các cơ hội đầu tư, nhà đầu tư thông thường so sánh những cơ hội đầu tư này với biến động giá trên thị trường, để định giá hợp lý các cơ hội đầu tư này, cần phải so sánh một cách chính xác TSSL quá khứ của các loại cổ phiếu đó
Công thức tính TSSL quá khứ của cổ phiếu:
𝑃 0 𝑅𝑖: Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu i
𝑃 1 : Giá cổ phiếu tại thời điểm t
𝑃 0 : Giá cổ phiếu tại thời điểm 0
𝐷 1 : Giá trị cổ tức nhận được trong khoảng thời gian t Đo lường tỷ suất sinh lợi cổ phiếu kỳ vọng
Trái với TSSL quá khứ, nhà đầu tư trong trường hợp này kỳ vọng vào triển vọng của một cơ hội đầu tư thông qua TSSL kỳ vọng TSSL kỳ vọng từ đầu tư được tính như sau:
TSSL kỳ vọng = ∑ 𝑛 𝑖=1 ( 𝑥á𝑐 𝑠𝑢ấ𝑡 𝑛ℎậ𝑛 đượ𝑐 𝑇𝑆𝑆𝐿 𝑖) ∗ (𝑇𝑆𝑆𝐿 𝑖 𝑛ℎậ𝑛 đượ𝑐):
Trong đó: 𝑃 𝑖 là xác suất xảy ra trạng thái i và 𝑅 𝑖 là TSSL của chứng khoán ở trạng thái i và n là số trạng thái
2.1.2 Tổng quan về lãi suất
Nguyễn Văn Tiến (2010) cho rằng LS theo Marshall (1890) là chỉ giá phải trả cho việc sử dụng vốn trên thị trường bất kỳ LS được mô tả như là phần thưởng cho việc chờ đợi, Marshall xem xét rằng LS phản ánh giá trị của việc sử dụng vốn (tiền) ngay bây giờ thay vì ở tương lai Mặt khác, Keynes (1936) phát biểu LS là giá để vay mượn hoặc thuê những dịch vụ tiền, vì việc vay mượn hoặc thuê những dịch vụ tiền liên quan đến việc tạo ra tín dụng, do vậy người ta có thể coi LS như là giá cả của tín dụng Hay theo
Samuelson (1948), LS là giá mà người đi vay phải trả cho người vay để được sử dụng một khoản tiền trong một thời gian nhất định, nó chính là giá của việc mua bản quyền sử dụng tiền tệ trong một thời gian xác định Về vai trò của LS, Friedman (1956) khẳng định LS là một công cụ tích cực trong phát triển kinh tế và đồng thời lại là công cụ kiềm hãm của chính sự phát triển ấy, tùy thuộc vào sự khôn ngoan hay khờ dại trong việc sử dụng chúng
Tóm lại, LS được hiểu là chi phí của quyền sử dụng một đơn vị vốn vay nào đó trong một đơn vị thời gian hay là tỷ lệ phần trăm được xác định cho một đơn vị thời gian nhất định mà người sử dụng trả cho người sở hữu nó
2.1.3 Tổng quan về tỷ giá hối đoái
2.1.3.1 Khái niệm về tỷ giá hối đoái
Samuelson (1948) cho rằng TGHĐ là giá để đổi tiền của một nước lấy tiền một nước khác Tỷ giá được ví như một cái gương của quan hệ giữa một nền kinh tế và thế giới bên ngoài, nơi mà một nền kinh tế có thể thấy được sức mạnh của nó so với các nên kinh tế khác thông qua TGHĐ
Theo Pass & Lowes (1991) cho rằng TGHĐ là giá của một loại tiền tệ được biểu hiện qua một tiền tệ khác Hay Fisher (1930) coi TGHĐ như một bức tranh phản ánh mức độ tự do và sự điều chỉnh tự nhiên của thị trường và sự can thiệp từ chính sách tiền tệ và chính sách thương mại của các quốc gia
Tóm lại, TGHĐ giữa hai tiền tệ là tỷ giá mà tại đó một đồng tiền này sẽ được trao đổi cho một đồng tiền khác Mỗi một quốc gia sẽ quyết định chế độ TGHĐ cho đơn vị tiền của mình
2.1.3.2 Phương pháp đo lường tỷ giá hối đoái Để tiến hành giao dịch mua bán ngoại tệ trên thị trường hối đoái, các ngân hàng phải thực hiện việc niêm yết tỷ giá, trên cơ sở áp dụng những phương pháp niêm yết thống nhất Theo Nguyễn Văn Tiến (2008), có hai phương pháp niêm yết tỷ giá được sử dụng theo quy ước trên thị trường đó là niêm yết tỷ giá theo cách gián tiếp và niêm yết tỷ giá theo cách trực tiếp
Phương pháp niêm yết tỷ giá theo cách gián tiếp: đồng nội tệ sẽ đóng vai trò là đồng yết giá và có đơn vị cố định là một đơn vị, còn đồng ngoại tệ đóng vai trò là đồng định giá có số đơn vị thay đổi dựa theo thay đổi trên thị trường ngoại hối
Phương pháp niêm yết tỷ giá trực tiếp: là cách yết giá tại các quốc gia sở hữu đồng tiền yếu Khi đó đồng ngoại tệ sẽ đóng vai trò là đồng yết giá, còn đồng nội tệ của quốc gia đó sẽ là đồng định giá.
Cơ sở lý thuyết của lãi suất và tỷ giá hối đoái tác động lên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần
2.2.1 Lý thuyết thị trường hiệu quả (EMH) và mô hình định giá tài sản vốn (CAPM)
Lý thuyết thị trường hiệu quả (Efficient Market Hypothesis – EMH) do Eugene Fama phát triển vào năm 1965 Lý thuyết khẳng định rằng các thị trường tài chính hiệu quả và giá của chứng khoán phản ánh đầy đủ mọi thông tin đã biết
Nền tảng mô hình CAPM được đề xuất từ những năm 1960 dựa trên lý thuyết về thị trường hiệu quả và lý thuyết quản lý danh mục đầu tư Mô hình CAPM lượng hóa mối quan hệ tuyến tính giữa rủi ro hệ thống và lợi nhuận kỳ vọng của các tài sản rủi ro Phương trình CAPM được mô tả như sau:
𝛽 𝑖𝑚 : Độ nhạy của chứng khoán đối với sự thay đổi của danh mục thị trường
𝛼 𝑚 : TSSL của danh mục thị trường
𝛽 𝑖ℎ : Độ nhạy của chứng khoán đối với sự thay đổi của danh mục phòng ngừa rủi ro
𝛼 ℎ : TSSL của một danh mục phòng ngừa rủi ro
Mô hình ICAPM là mô hình tài chính quốc tế mở rộng từ mô hình CAPM đưa ra bởi Merton (1973) Mô hình ICAPM áp dụng được trong môi trường tài chính quốc tế, cho phép đánh giá rủi ro và tính toán TSSL của các tài sản tài chính trong ngữ cảnh toàn cầu ICAPM giải thích TSSL kỳ vọng của một tài sản tài chính quốc tế bằng cách kết hợp rủi ro quốc tế (được thể hiện qua các biến số như tỷ giá hối đoái) và rủi ro hệ thống quốc tế Mô hình ICAPM không có một phương trình cụ thể như mô hình CAPM, nhưng nó cũng dựa trên các yếu tố tương tự nhưng bao gồm thêm các yếu tố quốc tế
Nghiên cứu thực nghiệm của Song (1994) sử dụng mô hình hai nhân tố gồm nhân tố thị trường và LS dựa trên mô hình ICAPM kết hợp lý thuyết thị trường hiệu quả chỉ ra biến động thị trường và biến LS tác động mạnh lên TSSL của cổ phiếu với từng giai đoạn khác nhau Tương tự, Kasman và cộng sự (2011) kết hợp mô hình ICAPM, lý thuyết APT cho ra kết quả sự biến động của LS và TGHĐ là những yếu tố chính quyết định sự biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng có điều kiện
2.2.2 Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT)
Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá Arbitrage (APT- Arbitrage Pricing Theory) được đề xuất bởi Ross Stephen đề xuất vào giữa khoảng thập niên 70 của thế kỷ 20 Theo lý thuyết này, mối quan hệ giữa TSSL mong đợi và rủi ro có thể được giải thích là nếu hai sự đầu tư hoàn toàn giống nhau và có TSSL kỳ vọng khác nhau, một nhà đầu tư có thể đạt được lợi nhuận phi rủi ro bằng cách mua sự đầu tư với TSSL mong đợi cao hơn và bán khống sự đầu tư có TSSL mong đợi thấp hơn Khi TSSL của các chứng khoán có cùng hệ số beta nhưng TSSL khác nhau, sẽ tạo ra cơ hội kinh doanh chênh lệch giá
2.2.2.1 Mô hình APT một nhân tố
APT một nhân tố biểu hiện có một yếu tố F ảnh hưởng đến TSSL của chứng khoán I (𝑅 𝑖 ) Không thể đa dạng hóa được yếu tố F vì các nhà đầu tư rằng đó yếu tố thị trường Chỉ số Beta i biểu diễn tác động của yếu tố F lên chứng khoán I Mô hình được mô tả như sau
𝛼 𝑖 : TSSL mong đợi của chứng khoán i 𝐹: Nhân tố thị trường
𝛽 𝑖 : Hệ số beta thị trường của chứng khoán i
𝜀 𝑖 : Nhân tố nhiễu hay còn gọi là nhân tố đặc thù của chứng khoán i
𝜀 𝑖 𝑣à 𝐹: Không có tương quan Để cung cấp bằng chứng về việc TGHĐ, LS có tác động lên giá cân bằng của cổ phiếu ngân hàng, có thể xem xét một số nghiên cứu Trong trạng thái cân bằng, theo Yourougou (1990) TGHĐ và LS đóng vai trò quan trọng trong việc xác định giá trị cổ phiếu các ngân hàng Thêm vào đó, TGHĐ và LS có tác động lên giá cân bằng của cổ phiếu ngành ngân hàng (Sweeney & Warga, 1986) Các giả định của mô hình là kinh doanh chênh lệch giá, rủi ro dặc thù các doanh nghiệp không xảy ra do doanh nghiệp có thể đa dạng hóa rủi ro được Lý do là vì không có các hiện tượng bất hoàn hảo trong thị trường kinh tế, cụ thể, các doanh nghiệp sở hữu các danh mục đầu tư với lượng lớn đa dạng các loại hình chứng khoán
2.2.2.2 Mô hình APT đa nhân tố
Mô hình một nhân tố miêu tả đơn giản TSSL của chứng khoán nhưng mô hình này không thực tế bởi vì có rất nhiều nhân tố vĩ mô Do đó, mô hình đa nhân tố khắc phục được nhược điểm này
TSSL của chứng khoán I được mô tả dưới đây
𝑅 𝑖 = 𝛼 𝑖 + 𝛽 𝑖1 𝐹 1 + 𝛽 𝑖2 𝐹 2 + ⋯ + 𝛽 𝑖𝑘 𝐹 𝑘 + 𝜀 𝑖 Tác động LS đến ngân hàng được phân tích từ các nghiên cứu liên quan trước đó gồm các nghiên cứu của LIoyd & Shick (1977), Hahm (2004), Lynge & Zumwalt (1980), Flannery & James (1984) Bằng cách đưa vào mô hình đa nhân tố chỉ số thị trường và
LS trái phiếu kho bạc, với giả định phương sai không đổi của TSSL cổ phiếu các ngân hàng, các kết quả thực nghiệm khác nhau về hướng và độ lớn của sự tác động Thêm vào đó, liên quan đến sự ảnh hưởng của LS đến TSSL của cổ phiếu ngân hàng, Lynge & Zumwalt (1980) cho rằng TSSL cổ phiếu ngân hàng bị tác động ngược chiều và có ý nghĩa với LS Tác giả áp dụng mô hình ba nhân tố, đưa vào mô hình chỉ số thị trường, TSSL trái phiếu ngắn hạn và TSSL trái phiếu dài hạn Tương tự, Lloyd & Shick (1977) và Hahm (2004) cung cấp các bằng chứng chỉ ra LS tác động tiêu cực đến TSSL cổ phiếu của các tổ chức tài chính
2.2.3 Nghiên cứu trên thế giới
Choi & cộng sự (1992) đã tìm hiểu về tác động của thị trường, LS và TGHĐ đến TSSL của cổ phiếu Cụ thể, tác giả nghiên cứu thực nghiệm dựa trên mẫu gồm 48 Ngân hàng có tổng tài sản vượt mức 10 triệu USD trong giai đoạn 1975-1987, CSTT S&P 500, biến LS là tỷ lệ LS trung bình hàng ngày của tín phiếu Kho bạc Hoa Kỳ kỳ hạn ba tháng được công bố trên Bản tin Dự trữ Liên bang- Federal Reserve Bulletin, TGHĐ là giá trị ngoại hối đa phương tính theo trọng số thương mại của đồng USD so với rổ tiền tệ của Nhóm 10 quốc gia khác cộng với Thụy Sĩ Trọng số được Cục Dự trữ Liên bang sử dụng trong tính toán TGHĐ đa phương là tổng tỷ trọng thương mại trung bình của mỗi nước trong số 10 nước trong giai đoạn 1972-1976 Kết hợp mô hình đa nhân tố, với các giả định về sai số không đổi, ước tính tác động của TGHĐ và CSTT Mỹ lên TSSL cổ phiếu Ngân hàng Kết quả chỉ ra sự tác động LS mạnh mẽ hơn so với TGHĐ, cụ thể TGHĐ tác động tích cực đến TSSL cổ phiếu ngân hàng sau tháng 10 năm 1979, trong khi LS tác động mạnh hơn trước tháng 10 năm 1979 và tỷ giá tác động tiêu cực sau giai đoạn này
LS và TGHĐ đều tác động cả tích cực và cả tiêu cực lên TSSL cổ phiếu Ngân hàng theo từng khoảng thời gian, sự kiện kinh tế khác nhau
Song (1994) nghiên cứu mô hình ARCH hai yếu tố lợi nhuận cổ phiếu của tổ chức tiền gửi, dựa trên mô hình đa nhân tố gồm CSTT và LS, kết hợp với mô hình ICAPM bên cạnh với việc áp dụng lý thuyết thị trường hiệu quả Mô hình ARCH được sử dụng để phân tích biến động giá cổ phiếu từng thời kỳ Mẫu lấy từ bộ dữ liệu của trường đại học Chicago, biến phụ thuộc được chia thành 3 nhóm, thứ nhất là nhóm Ngân hàng nhà nước, thứ hai nhóm các Ngân hàng thương mại, và thứ ba là nhóm Hiệp hội tiết kiệm và cho vay (S&L) Các biến còn lại gồm tỷ suất phi rủi ro lấy từ trái phiếu kho bạc một tháng, TSSL trái phiếu chính phủ dài hạn Kết luận CSTT và LS tác động mạnh mẽ lên TSSL cổ phiếu theo từng giai đoạn từ năm 1977-1987 Biến động thị trường đối với các ngân hàng thấp hơn trong giai đoạn 1977-1987 và trở nên cao hơn, biến động hơn sau năm 1981 LS ít biến động hơn và gia tăng vào cuối năm 1982
Trong nghiên cứu của Mansur & Elyasiani (1995), với việc sử dụng mô hình ARCH, kết hợp lý thuyết thị trường hiệu quả, đã tiến hành phân tích tác động và mức độ biến đổi của LS tín phiếu kho bạc trên lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Mẫu dữ liệu thu thập từ 56 cổ phiếu ngân hàng thương mại niêm yết trên Sàn giao dịch New York, từ 1970-1992 Biến phụ thuộc là TSSL của cổ phiếu Ngân hàng, chia thành ba nhóm gồm danh mục 56 ngân hàng thương mại, 32 ngân hàng lớn có tổng tài sản bình quân lớn hơn 23.6 tỷ USD và 24 ngân hàng có tổng tài sản bình quân nhỏ hơn 23.6 tỷ USD Biến quan sát gồm LS tín phiếu kho bạc kỳ hạn 1 năm, LS trái phiếu kho bạc Mỹ kỳ hạn 7 năm và
LS trái phiếu kho bạc 10 năm, tương ứng với chỉ số LS ngắn, trung, dài hạn Với việc sử dụng mô hình ARCH, kết quả chỉ ra cả LS và biến động LS tín phiếu kho bạc đều có khả năng ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Sự gia tăng mức LS có tác động tiêu cực đến TSSL cổ phiếu ngân hàng, LS dài hạn ảnh hưởng đến lợi nhuận vốn cổ phần ngân hàng nhiều hơn LS ngắn hạn hoặc trung hạn Biến động TGHĐ không tác động đến lợi nhuận trong tiểu kỳ đầu tiên nhưng ảnh hưởng rõ rệt đến kỳ thứ hai
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Quy trình nghiên cứu
Với mục tiêu là đo lường tác động của LS và TGHĐ ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu 5 NHTMCP Việt Nam từ 01/12/2019 đến 30/06/2023, cụ thể tiến trình nghiên cứu được mô tả theo sơ đồ dưới đây Giai đoạn đầu nghiên cứu sơ bộ bằng việc xây dựng khung lý thuyết dựa trên tổng quan tài liệu và các nghiên cứu trước Sau đó, các mối quan hệ giữa các biến đã được thảo luận để đề xuất các giả thuyết Sau khi xác định các biến và mô hình, các thang đo cũng được xây dựng để kiểm định mô hình Tiếp theo, thực hiện kiểm định tác động ARCH/GARCH Kết quả nghiên cứu sẽ dựa vào dữ liệu thu thập được và phân tích trong Stata qua các kỹ thuật: kiểm định tính dừng DF, kiểm định phân phối chuẩn KS, kiểm định hiệu ứng ARCH, ước lượng mô hình GARCH
Sơ đồ 3-1: Quy trình nghiên cứu của bài nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp, 2023
Mục tiêu nghiên cứu Cơ sở lý thuyết và mô hình
Mô hình nghiên cứu đề xuất
Nghiên cứu Thu thập dữ liệu
Thảo luận kết quả nghiên cứu Đề xuất hàm ý chính sách Phân tích kết quả nghiên cứu
Sơ đồ 3-2: Quy trình phân tích kết quả nghiên cứu
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp, 2023
Kiểm định tính dừng bằng phương pháp Dickey- Fuller
𝐻 1 : 𝑌𝑡 là chuỗi dừng Giá trị kiểm định t nhỏ hơn giá trị tra bảng DF thì bác bỏ 𝐻 0 , kết luận chuỗi dừng Ngược lại, kết luận chuỗi không dừng
Kiểm định phân phối chuẩn bằng phương pháp Kolmogorov- Smirnov
𝐻 0 : Biến không tuân theo phân phối chuẩn
𝐻 1 : Biến tuân theo phân phối chuẩn Nếu giá trị tuyệt đối P-value nhỏ hơn giá trị tuyệt đối của giả thuyết định hướng (D) thì ta bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 , kết luận rằng biến tuân theo phân phối chuẩn
Kiểm định hiệu ứng ARCH bằng phương pháp Lagrange multiplier
𝐻 0 : Không xảy ra hiệu ứng ARCH
𝐻 1 : Xảy ra hiệu ứng ARCH Nếu các giá trị tuyệt đối Prob > chi2 ở các độ trễ tương ứng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% thì ta bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 , kết luận rằng mô hình xảy ra hiệu ứng ARCH Ước lượng mô hình GARCH (1,1)
Mô hình và giả thuyết nghiên cứu
Dựa vào giá đóng cửa của cổ phiếu được thống kê trên website của Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, ta xác định TSSL cho cổ phiếu vì sẽ loại bỏ được mức độ giao động giá hàng ngày của từng cổ phiếu ngân hàng Nếu gọi Rt là TSSL cổ phiếu của từng ngân hàng ở thời điểm t, thì ta có TSSL thị trường cổ phiếu như sau:
𝑃 𝑡 : Giá đóng cửa của từng cổ phiếu tại thời điểm t
𝑃 𝑡−1 : Giá đóng cửa của từng cổ phiếu tại thời điểm t-1
3.2.2.1 Lãi suất qua đêm bình quân liên ngân hàng
LS liên ngân hàng là LS vay mượn giữa các ngân hàng với nhau thông qua thị trường liên ngân hàng khi xảy ra tình trạng thiếu vốn, LS này còn được gọi là LS qua đêm LS qua đêm BQLNH được đo lường bằng cách lấy tổng LS của tất cả các giao dịch vay mượn qua đêm giữa các ngân hàng chia cho số lượng giao dịch đó
Theo Hồ Hữu Tiến & Nguyễn Thị Diệu Ánh (2016) LS qua đêm BQLNH đo lường mức độ thanh khoản của thị trường tài chính và đưa ra các quyết định về chính sách tiền tệ Việt Nam Tăng LS qua đêm liên ngân hàng có thể dẫn đến tăng chi phí vốn của các ngân hàng, từ đó có thể làm giảm lợi nhuận của các ngân hàng, giảm giá trị cổ phiếu và giảm TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam trên thị trường chứng khoán Vì vậy, tác giả kỳ vọng LS BQLNH qua đêm tác động ngược chiều đến TSSL
Giả thuyết 𝐻 1 : LS BQLNH qua đêm có tác động ngược chiều đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
TGHĐ USD/VND lấy theo phương pháp gián tiếp, thể hiện giá trị giữa đồng tiền Việt Nam (VND) và đồng tiền Đô la Mỹ (USD) Theo đó thì tỷ giá này sẽ được Nhà nước điều tiết và việc xác định cũng như công bố tỷ giá chính thức sẽ do Ngân hàng Nhà nước Việt Nam thực hiện
Các nghiên cứu thực nghiệm của Hahm (2004), Kasman & cộng sự (2014), Muhammad & cộng sự (2020) tác động ngược chiều đến TSSL cổ phiếu Vì vậy, tác giả kỳ vọng TGHĐ tác động âm đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
Giả thuyết 𝐻 2 : Tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
CSTT VNIndex là chỉ số phản ánh mức giá trên TTCK trong một ngày cụ thể so sánh với mức giá tại thời điểm gốc VNIndex là chỉ số giá tổng hợp được tính theo phương pháp bình quân gia quyền tổng giá trị thị trường của tất cả các cổ phiếu được niêm yết trên Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh
VNIndex = Tổng giá trị thị trường của các cổ phiếu niêm yết hiện tại
Tổng giá trị của các cổ phiếu niêm yết cơ sở × 100 Giá trị cơ sở của chỉ số là 100, ngày cơ sở là 28/7/2000 Chỉ số được tính toán và công bố sau mỗi phiên giao dịch
Nghiên cứu thực nghiệm của Ryan & và cộng sự (2004), chỉ số tích lũy thị trường Úc tác động ngược chiều đến TSSL cổ phiếu Vì vậy, tác giả kỳ vọng TSSL thị trường VNIndex tác động âm đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
Giả thuyết 𝐻 3 : TSSL thị trường VNIndex có tác động ngược chiều đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam
Ký hiệu Tên biến Phương pháp đo lường
Nghiên cứu thực nghiệm trước BIẾN PHỤ THUỘC
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu
Tổng LS của tất cả các giao dịch vay mượn qua đêm giữa các ngân hàng chia cho số lượng giao dịch đó _
FX USD/VND Nhà nước công bố theo ngày _
Bảng 3.1: Tổng hợp các biến của mô hình
Nguồn: Tác giả đề xuất, 2023
Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu được tác giả thu thập từ trang chính thống của Ngân hàng nhà nước Việt Nam là dữ liệu LS liên ngân hàng qua đêm và từ trang của Cổng thông tin tài chính toàn cầu Website: https://www.investing.com/[Truy cập: 17:21 ngày 01/11/2023], gồm dữ liệu TSSL cổ phiếu của 5 NHTMCP Việt Nam, TSSL của thị trường Việt Nam (VNIndex) và TGHĐ USD/VND với thời gian nghiên cứu 01/12/2019 đến 30/06/2023 Mẫu nghiên cứu chỉ gồm 5 ngân hàng có vốn điều lệ lớn nhất trong số 31 NHTMCP Việt Nam tính đến năm 2023 Tổng số theo dõi của nghiên cứu là 894 quan sát, đảm bảo độ tin cậy về mặt thống kê các kết quả
Khoảng thời gian thực hiện nghiên cứu là từ giai đoạn bắt đầu bùng nổ dịch bệnh COVID-19 đến hết quý II/ 2023 (2.5 năm) Vì LS và TGHĐ Việt Nam hiện nay biến động do đã và đang trực tiếp chịu tác động mà các chính sách tiền tệ NHNN điều hành nhằm hỗ trợ ổn định kinh tế và tài chính hậu COVID-19, cụ thể là NHNN tăng LS trong điều hành chính sách tiền tệ, điều chỉnh tăng biên độ tỷ giá và can thiệp lên thị trường ngoại tệ
TT Tên đầy đủ Mã
1 NHTMCP Việt Nam Thịnh Vượng VPB
2 NHTMCP Ngoại Thương Việt Nam VCB
4 NHTMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam BID
5 NHTMCP Công thương Việt Nam CTG
Bảng 3.2: Danh sách 5 ngân hàng có vốn điều lệ lớn nhất
Nguồn: Ngân hàng nhà nước Việt Nam
Phương pháp phân tích
Sử dụng mô hình ARCH/GARCH vào đo lường tác động của LS và TGHĐ đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam, các dữ liệu trong nghiên cứu được phân tích bằng phần mềm Stata Kiểm định nghiệm đơn vị của chuỗi dữ liệu thời gian của 5 NHTMCP Việt Nam bằng phương pháp Dickey- Fuller Kiểm định sự phù hợp của mô hình, chọn ra mô hình phù hợp nhất, giải thích mô hình và sử dụng mô hình cho phân tích
3.4.2 Các kiểm định lựa chọn mô hình phù hợp
3.4.2.1 Mô hình phương sai có điều kiện thay đổi tự hồi quy (ARCH)
Mô hình ARCH được phát triển bởi Engle vào năm 1982, được sử dụng để đặc tả và mô hình hóa chuỗi thời gian Mô hình này được sử dụng với lý do tin rằng tại bất kỳ thời điểm, thời gian nào, chuỗi có phương sai thay đổi Cụ thể, các mô hình ARCH giả sử rằng phương sai của chuỗi thời gian hiện tại là một hàm số của các sai số ngẫu nhiên thời gian trước đó Mô hình ARCH(p) có dạng tổng quát:
Theo Engle (1982), một trong những hạn chế của mô hình ARCH là nó có vẻ giống dạng mô hình trung bình di động hơn là dạng mô hình tự hồi quy (AR) Vì vậy, Bollerslev (1986) đề xuất đưa thêm các biến trễ của phương sai có điều kiện vào phương trình phương sai theo dạng tự hồi quy, phát triển mô hình GARCH Ngoài ra, nếu các ảnh hưởng ARCH có quá nhiều độ trễ sẽ có ảnh hưởng đến kết quả ước lượng do giảm đáng kể số bậc tự do trong mô hình, và điều này càng nghiêm trọng đối với các chuỗi thời gian ngắn
3.4.2.2 Kiểm định hiệu ứng ARCH bằng phương pháp Lagrange multiplier (LM)
Kiểm định hiệu ứng ARCH bằng phương pháp LM được đề xuất bởi Engle
(1982), được sử dụng để xác định tính tồn tại của hiệu ứng ARCH trong chuỗi thời gian Phương pháp kiểm định này được thực hiện bằng cách xây dựng mô hình ARCH và sử dụng phương pháp LM để kiểm định tính phù hợp của mô hình với dữ liệu
𝐻 0 : Không xảy ra hiệu ứng ARCH
𝐻 1 : Xảy ra hiệu ứng ARCH
Nếu các giá trị tuyệt đối Prob > chi2 ở các độ trễ tương ứng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% thì ta bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 , kết luận rằng mô hình xảy ra hiệu ứng ARCH
3.4.2.3 Mô hình phương sai có điều kiện thay đổi tự hồi quy tổng quát (GARCH)
Trong mô hình GARCH, phương sai có điều kiện tham gia trực tiếp vào phương trình trung bình Mô hình GARCH(p,q) có thể được biểu diễn như sau
Trong đó, 𝛿 𝑖 ≥ 0; 𝛾 𝑗 ≥ 0 để đảm bảo phương sai lớn hơn không Hệ số 𝛾 𝑗 đo sự biến động có thể xảy ra ở thời kỳ tiếp theo Nếu hệ số 𝛿 𝑖 cao điều đó thể hiện có sự biến động trong thời gian dài Độ lớn của các tham số 𝛾, 𝛿, quyết định tác động ngắn hạn của dao động chuỗi thời gian Nếu tổng hệ số hồi quy bằng một, cú sốc sẽ có tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng trong dài hạn Đó là cú sốc đối với phương sai có điều kiện lâu dài
3.4.3 Kiểm định tính dừng bằng phương pháp Dickey-Fuller (DF)
Kiểm định tính dừng (kiểm định nghiệm đơn vị) của chuỗi thời gian là bước cần thiết khi bắt đầu phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, khi chuỗi dữ liệu dừng thì các kết quả ước lượng sau đó mới đảm bảo tính hội tụ và nhất quán Chuỗi thời gian có tính dừng là một chuỗi thời gian có hiệp phương sai ở các độ trễ khác nhau, phương sai và giá trị trung bình không thay đổi tại bất cứ thời điểm nào khi chuỗi được xác định Điều này có nghĩa là chuỗi thời gian không có xu hướng tăng hoặc giảm qua thời gian và các giá trị của nó giao động quanh một giá trị trung bình cố định Website: tsdfuller.pdf(stata.com)[Truy cập: 17:21 ngày 01/11/2023]
Dickey & Fuller (1979) đã phát triển một quy trình kiểm định một chuỗi có nghiệm đơn vị/ không dừng hay tương đương, chuỗi đó là mô hình bước ngẫu nhiên Hamilton (1994) mô tả bốn trường hợp khác nhau mà kiểm định ADF có thể áp dụng,
𝐻 0 luôn là chuỗi không dừng DF và ADF khác nhau ở chỗ 𝐻 0 theo kiểm định ADF thêm biến phụ thuộc có hệ số chặn và phương pháp hồi quy sử dụng để thống kê kiểm tra có bao gồm chuỗi không hằng số và chuỗi xu thế hay không Becketti (2020) cung cấp thêm các ví dụ về cách tiến hành thử nghiệm
Mô hình thực sự được giả định
𝑌 𝑡 = 𝛼 + 𝑌 𝑡−1 + 𝜇 𝑡 Với 𝜇 𝑡 là số hạng sai số trung bình bằng 0 có phân phối độc lập và giống nhau Trường hợp 1 và 2, có 𝛼 = 0, nghĩa là bước ngẫu nhiên không có hệ số chặn Trường hợp 3 và 4 cho phép bước ngẫu nhiên có hệ số chặn với 𝛼 không giới hạn Kiểm định DF liên quan đến mô hình điều chỉnh
𝑌 𝑡 = 𝛼 + 𝑃𝑌 𝑡−1 + 𝛿𝑡 + 𝜇 𝑡 Với phương pháp hồi quy tuyến tính (OLS), có thể đặt 𝛼 = 0 hoặc 𝛿 = 0 Tuy nhiên, sự hồi quy như vậy có thể sẽ bị cản trở bởi mối tương quan nối tiếp Để loại bỏ hiện tượng tự tương quan đó, kiểm định ADP phát triển phù hợp với mô hình có dạng
∆𝑌𝑡 = 𝛼 + 𝛽𝑌 𝑡−1 + 𝛿𝑡 + 𝑆 1 ∆𝑌 𝑡−1 + 𝑆 2 ∆𝑌 𝑡−2 + ⋯ + 𝑆 𝑘 ∆𝑌 𝑡−𝑘 + 𝜖 𝑡 (1) Trong đó k là số độ trễ được chỉ định trong tùy chọn lags() Chuỗi không hằng số sẽ loại bỏ số hạng không đổi 𝛼 khỏi hồi quy này và chuỗi có xu thế 𝛿𝑡 không bao gồm theo mặc định
Kiểm tra 𝛽 = 0 tương đương với kiểm tra 𝜌 = 1 hay tương đương 𝑌 𝑡 tuân theo quy trình kiểm định không dừng
Trong trường hợp đầu tiên, 𝐻 0 là 𝑌𝑡 tuân theo bước ngẫu nhiên không có hệ số chặn và (1) phù hợp khi không có số hạng không đổi 𝛼 và chuỗi có xu thế 𝛿𝑡
Trường hợp thứ hai, 𝐻 0 giống như trường hợp đầu tiên, ngoại trừ việc đưa 𝛼 vào hồi quy Trong cả hai trường hợp, giá trị tổng thể của 𝛼 = 0 theo giả thuyết
Trường hợp thứ ba, giả thuyết kiểm định 𝑌𝑡 không dừng và có hệ số chặn, do đó giá trị tổng thể của 𝛼 ≠ 0; chuỗi không có xu thế trong hồi quy
Trường hợp thứ tư, giả thuyết là 𝑌𝑡 không dừng có hoặc không có độ lệch sao cho 𝛼 không bị hạn chế và chuỗi có xu thế trong hồi quy
Quá trình theo giả thuyết kiểm định Hạn chế hồi quy Tùy chọn dfuller
1 Bước ngẫu nhiên không có hệ số chặn 𝛼 = 0, 𝛿 = 0 Không cố định
2 Bước ngẫu nhiên không có hệ số chặn 𝛿 = 0 (Mặc định)
3 Bước ngẫu nhiên có hệ số chặn 𝛿 = 0 Trượt
4 Bước ngẫu nhiên có hoặc có hệ số chặn (none) Xu thế
Bảng 3.3: Tóm tắt nhận diện các trường hợp của dữ liệu chuỗi thời gian
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ LÃI SUẤT VÀ TỶ GIÁ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU NHTMCP VIỆT NAM
Kiểm định Dickey-Fuller (Dickey-Fuller unit-root test)
Test Statistic DF critical value
Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng bằng phương pháp Dickey-Fuller
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Kiểm định DF được sử dụng để kiểm định tính dừng dữ liệu chuỗi thời gian theo giả thuyết như sau
Dữ liệu các biến đều cho ra mô hình là các chuỗi thời gian có tính dừng vì dữ liệu thể hiện xu hướng trở lại trạng thái trung bình theo cách dữ liệu dao động quanh một giá trị trung bình cố định Xét quy trình kiểm định dựa trên trường hợp thứ tư bước ngẫu nhiên có hoặc không có hệ số chặn
Kết quả kiểm định của TSSL cổ phiếu của từng NHTMCP Việt Nam gồm VPB, VCB, MBB, BID và CTG có giá trị tuyệt đối t đều lớn hơn giá trị tới hạn tuyệt đối ở mọi mức ý nghĩa, lần lượt là 3.430, 2.860, 2.570, nên bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 ở mọi mức ý nghĩa Chuỗi dữ liệu thời gian của TSSL cổ phiếu từng NHTMCP Việt Nam là chuỗi ngẫu nhiên có tính dừng, tức là phù hợp để sử dụng trong phân tích hồi quy
Giá trị tuyệt đối t của CSTT VNIndex (VNI) là 31.653 lớn hơn giá trị tới hạn tuyệt đối ở mọi mức ý nghĩa, lần lượt là 3.960, 3.410, 3.120, nên bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 ở mọi mức ý nghĩa Chuỗi dữ liệu thời gian của CSTT VNIndex là chuỗi ngẫu nhiên có tính dừng, phù hợp để sử dụng trong phân tích hồi quy
Kết quả kiểm định của TGHĐ (FX) có giá trị tuyệt đối t là 22.933 lớn hơn giá trị tới hạn tuyệt đối ở mọi mức ý nghĩa, lần lượt là 3.430, 2.860, 2.570, nên bác bỏ giả thuyết
𝐻 0 ở mọi mức ý nghĩa Chuỗi dữ liệu thời gian của TGHĐ là chuỗi ngẫu nhiên có tính dừng, phù hợp để sử dụng trong phân tích hồi quy
Giá trị tuyệt đối t của LS qua đêm BQLNH (IR) là 3.979 lớn hơn giá trị tới hạn tuyệt đối ở mọi mức ý nghĩa, lần lượt là 3.453, 2.877, 2.570, nên bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 ở mọi mức ý nghĩa Chuỗi dữ liệu thời gian của LS qua đêm BQLNH có tính dừng, phù hợp để sử dụng trong phân tích hồi quy.
Kiểm tra biến theo phân phối chuẩn bằng phương pháp Kolmogorov- Smirnov (KS)
Bảng 4.2: Kiểm định phân phối chuẩn bằng phương pháp Kolmogorov-Smirnov
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Kiểm định KS được sử dụng để kiểm định phân phối chuẩn theo hai giả thuyết như sau
𝐻 0 : Biến không tuân theo phân phối chuẩn
𝐻 1 : Biến tuân theo phân phối chuẩn
Từ bảng kết quả phân phối chuẩn theo phương pháp KS chỉ ra giá trị tuyệt đối P- value của các biến đều nhỏ hơn giá trị tuyệt đối của giả thuyết định hướng D nên bác bỏ
𝐻 0 , kết luận các biến đều có phân phối chuẩn, dữ liệu có giá trị thống kê kiểm định
Biểu đồ 4-1: Phân phối chuẩn của VNIndex
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Số liệu từ bảng kiểm định phân phối chuẩn của 5 NHTMCP là VPB, VCB, MBB, BID, CTG, FX và VNI đều cho kết quả tại Cumulative và Combine K-S là một cặp số đối xứng nhau, giá trị tuyệt đối là bằng nhau, kết hợp với P-value < 0.05 Kết luận cho ra mô hình phân phối chuẩn có dạng hình quả chuông, đuôi dẹt, đỉnh cao, là dạng phân phối cân xứng Thể hiện quá trình biến động ổn định của các chuỗi thời gian của TSSL cổ phiếu ngân hàng, CSTT và TGHĐ
Biểu đồ 4-2: Phân phối chuẩn của lãi suất qua đêm
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Riêng biểu đồ phân phối chuẩn IR cho ra kết quả của một phân phối xác suất không đối xứng, trong đó đuôi bên trái của phân phối dài hơn đuôi bên phải, các giá trị thấp hơn giá trị trung bình xuất hiện với tần suất cao hơn giá trị trung bình Có thể phán đoán rằng dữ liệu IR đã bị giới hạn từ một phía, tạo nên sự bất thường.
Kiểm định hiệu ứng ARCH bằng phương pháp Lagrange multiplier (LM)
lags(p) chi2 df Prob > chi2
Bảng 4.3: Kiểm định hiệu ứng ARCH bằng phương pháp Lagrange multiplier
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Với mức ý nghĩa 5%, bảng kết quả kiểm định hiệu ứng ARCH cho thấy ở độ trễ
1, 2, 3 tương ứng ARCH(1), ARCH(2), ARCH(3) của 5 cổ phiếu NHTMCP đều cho số liệu cột phân phối kiểm định chéo (chi2) rất lớn, tất cả các kết quả kiểm định đều bác bỏ giả thuyết 𝐻 0 Kết luận mô hình xảy ra hiệu ứng ARCH, cần thiết để sử dụng mô hình GARCH để cải thiện độ chính xác của mô hình.
Ước lượng mô hình GARCH (1,1)
Coefficient std err P>|z| [95% conf interval]
VPB ir 0000925 0002987 0.757 -.0004929 0006778 fx -.5332498 3289964 0.105 -1.178071 1115713 vni 1.236453 0362803 0.000 1.165345 1.307561 cons 0007517 0008369 0.369 -.0008885 002392
VCB ir 0003802 0002304 0.099 -.0000714 0008317 fx 4190874 2931521 0.153 -.1554802 993655 vni 9093803 0262602 0.000 8579112 9608494 cons -.0003038 0006292 0.629 -.0015371 0009294
MBB ir 0000564 0002287 0.805 -.0003919 0005048 fx -.2124686 2863118 0.458 -.7736294 3486922 vni 1.312956 0309143 0.000 1.252365 1.373547 cons 0005287 0006494 0.416 -.0007441 0018014
BID ir 000591 0002473 0.017 0001064 0010757 fx 9700398 341908 0.005 2999124 1.640167 vni 1.30646 0315112 0.000 1.244699 1.368221 cons -.0012447 0007021 0.076 -.0026208 0001315
CTG ir 0001941 0002464 0.431 -.0002888 000677 fx 3492716 3029065 0.249 -.2444142 9429574 vni 1.343932 0375053 0.000 1.270423 1.417441 cons 0002188 0006745 0.746 -.0011031 0015408
Bảng 4.4: Ước lượng mô hình GARCH (1,1)
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ phần mềm Stata 17
Trong mô hình ước lượng GARCH(1,1), với mức ý nghĩa 5%, IR tác động ngược chiều đến TSSL 4/5 NHTMCP với các giá trị tương ứng -0.0004929, -0.0000714, - 0.7736294, -0.0002888 lần lượt tới các biến TSSL các ngân hàng VPB, VCB, MBB và CTG, riêng IR tác động dương đến BID với giá trị 0.0001064
FX tác động ngược chiều đến 4/5 biến TSSL cổ phiếu ngân hàng gồm VPB, VCB, MBB và CTG với các giá trị lần lượt là -1.17807, -0.1554802, -0.7736294, -0.2444142, riêng FX tác động dương đến BID với giá trị 0.2999124
VNI tác động dương đến 5/5 biến TSSL cổ phiếu ngân hàng với các giá trị lần lượt 1.165345, 0.8579112, 1.252365, 1.244699, 1.270423 tương ứng với các biến TSSL cổ phiếu ngân hàng VPB, VCB, MBB, BID, CTG.
Thảo luận kết quả nghiên cứu
4.5.1 Tác động của lãi suất (IR) đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
LS qua đêm BQLNH có tác động ngược chiều đến 4/5 TSSL cổ phiếu NHTMCP
Việt Nam với mức ý nghĩa 5%, kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết 𝐻 1 Kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết ban đầu mà tác giả đưa ra và đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Mansur & Elyasiani (1995), Hahm (2004), Ryan &cộng sự (2004),
Kasman & cộng sự (2014), Muhammad & cộng sự (2020), Hồ Hữu Tiến & Nguyễn Thị
Diệu Ánh (2016) Điều này cho thấy LS biến động có tác động đến TSSL cổ phiếu
NHTMCP Việt Nam Cụ thể, khi LS cao, hoạt động cho vay của ngân hàng bị ảnh hưởng khiến hoạt động kinh doanh của ngân hàng phát triển chậm là cho cổ phiếu kém hấp dẫn
Thêm vào đó, LS cao trở nên hấp dẫn với nhà đầu tư hơn, xu hướng các nhà đầu tư sẽ đua nhau rút tiền để chuyển sang các kênh đầu tư an toàn khác an toàn hơn khiến cấu trúc cân đối kế toán ngân hàng bị ảnh hưởng, gián tiếp tác động đến TSSL cổ phiếu ngân hàng
4.5.2 Tác động của tỷ giá (FX) đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Tác động của TGHĐ có tác động ngược chiều đến 4/5 TSSL cổ phiếu NHTMCP
Việt Nam với mức ý nghĩa 5%, kết quả này phù hợp với kỳ vọng giả thuyết 𝐻 2 Kết quả này hoàn toàn đồng nhất với kết quả nghiên cứu của Hahm (2004), Kasman & cộng sự
(2014) và Muhammad & cộng sự (2020) Cho thấy TGHĐ biến động có tác động đến biến động của TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam, TGHĐ không ổn định có thể làm giảm giá trị các khoản nợ và tài sản ngân hàng, gây rủi ro cho các hoạt động kinh doanh của ngân hàng tác động đến TSSL cổ phiếu NHTMCP Việt Nam.