Đề tài Nhân tố ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán. Mô hình định giá thích hợp cho thị trường chứng khoán Việt Nam

 TSSL các chứng khoán với nhân tố thị trường có mối quan hệ như thế nào  Theo mô hình 3 nhân tố của Fama- French 1993 thì nhân tố quy mô và nhân tố giá trị tương quan với TSSL chứng kh

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

-

CÔNG TRÌNH DỰ THI GIẢI THƯỞNG NGHIÊN CỨU KHOA HỌC SINH VIÊN

“NHÀ KINH TẾ TRẺ – NĂM 2013”

TÊN CÔNG TRÌNH:

NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ THÍCH HỢP

CHO THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

THUỘC NHÓM NGÀNH: KHOA HỌC KINH TẾ

TÓM TẮT ĐỀ TÀI

o Lý do chọn đề tài

Sau hơn 10 năm hoạt động, TTCK Việt Nam ngày càng phát triển, việc đầu tư vào lĩnh vực chứng khoán trở thành kênh đầu tư thu hút ngày càng nhiều nhà đầu tư Tuy nhiên, TTCK Việt Nam vẫn còn quá non trẻ và ẩn chứa bên trong nhiều biến động, do

đó việc đầu tư cũng mang lại không ít rủi ro cho các nhà đầu tư, đặc biệt là những nhà đầu tư mới tham gia vào thị trường hay những nhà đầu tư theo hình thức đám đông, chưa có nhiều kiến thức về lĩnh vực chứng khoán

Rủi ro khi đầu tư vào TTCK là không thể tránh khỏi Do đó, nhà đầu tư phải cân nhắc trước khi quyết định lựa chọn mã chứng khoán vào danh mục của mình để mang lại suất sinh lợi cao với mức rủi ro chấp nhận được

Có nhiều nghiên cứu phân tích những nguyên nhân tác động đến TTCK Những nhân

tố vĩ mô như biến động của chu kỳ kinh tế trong nước cũng như thê giới, biến động của lãi suất, tỷ giá hay giá vàng, giá dầu… hay nhân tố vi mô như ảnh hưởng của thị trường, quy mô công ty, dòng tiền trên giá…Khi đầu tư vào TTCK đòi hỏi phải có kiến thức về chứng khoán, nếu không sẽ lúng túng trước những thông tin hay báo cáo của thị trường cũng như của doanh nghiệp Càng khó khăn cho nhà đầu tư hơn khi tham khảo những dự đoán của giới chuyên môn, tổ chức tài chính danh tiếng trên thế giới khi nhận định về TTCK Việt Nam Do đó, việc nghiên cứu các mô hình định giá chứng khoán từ đó cho nhà đầu tư có kiến thức sâu hơn, tầm nhìn rộng hơn về TTCK

là rất quan trọng Có nhiều tranh luận về các mô hình định giá này như: mô hình định giá tài sản vốn, mô hình 3 nhân tố của Fama- French hay mô hình 4 nhân tố của Carhart…Các mô hình này được nghiên cứu trên nhiều TTCK trên thế giới và mang lại nhiều kết quả hữu ích cho nhà đầu tư khi tham gia vào TTCK

TTCK Việt Nam biến động khá bất thường, không thể chỉ dựa vào những phỏng đoán của giới chuyên môn đặc biệt là đầu tư theo “tâm lý bầy đàn” của nước ta mà phải có cái nhìn sâu sắc hơn, nhận định rõ ràng hơn để mang lại kết quả thỏa đáng Muốn vậy, việc xem xét các nhân tố tác động đến TSSL của chứng khoán là cần thiết và tìm ra

mô hình định giá thích hợp cho TTCK Việt Nam là điều tất yếu Nhận ra điều tất yếu

đó, bài nghiên cứu này tiến hành kiểm định xem thử trong 3 mô hình trên mô hình nào

là phù hợp nhất đối với TTCK Việt Nam để đưa ra lời khuyên tốt nhất cho các nhà đầu tư

o Mục tiêu nghiên cứu

Nhằm tìm ra câu trả lời mô hình nào phù hợp cho TTCK Việt Nam, bài viết nghiên cứu trả lời các câu hỏi sau:

 Các danh mục có định giá đúng các chứng khoán hay không

 TSSL các chứng khoán với nhân tố thị trường có mối quan hệ như thế nào

 Theo mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993) thì nhân tố quy mô và nhân

tố giá trị tương quan với TSSL chứng khoán như thể nào

 Nhân tố xu hướng trong mô hình của Carhart ảnh hưởng thế nào đến TSSL các chứng khoán

 Trong ba mô hình định giá tài sản thì mô hình nào là phù hợp nhất để giải thích cho TSSL của các chứng khoán trên sàn Hose trong giai đoạn 2009-2012

o Phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu trên 81 chứng khoán của các công ty niêm yết trên sàn Hose giai đoạn từ tháng 7/2009 đến tháng 12/2012

Xử lý số liệu thu thập trên Excel, sau đó sử dụng hồi quy OLS trong kinh tế lượng thông qua phần mềm Eviews để thể hiện mối tương quan giữa các biến trong mô hình, xem xét khả năng giải thích giữa các biến và kiểm định sự phù hợp của mô hình lần lượt thông qua các công việc

 Giới thiệu sơ nét các mô hình nghiên cứu

 Thu thập số liệu từ các nguồn và dựa vào đó ước lượng các tham số trong các

mô hình

 Phân tích các kết quả thu được, so sánh với các nghiên cứu trước đây và kiểm định sự phù hợp của mô hình

o Nội dung nghiên cứu

Kết quả kiểm định cho thấy ngoài nhân tố thị trường của mô hình CAPM, các chứng khoán trên sàn Hose còn chịu ảnh hưởng của nhân tố quy mô, nhân tố giá trị và nhân

tố xu hướng Trong 3 nhân tố trên thì nhân tố quy mô ảnh hưởng chặt chẽ hơn Bởi trong cả 3 mô hình thì hệ số đối với nhân tố quy mô đều có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục Giữa nhân tố quy mô và TSSL chứng khoán thể hiện mối quan hệ

ngược chiều, tức là các chứng khoán có quy mô nhỏ mang lại TSSL cao hơn các chứng khoán có quy mô lớn Phần bù giá trị cũng có ảnh hưởng đến TSSL chứng khoán theo chiều dương nhưng không chặt chẽ bằng nhân tố quy mô Bằng chứng cho điều này là khi hồi quy theo các mô hình thì có 1 vài danh mục hệ số đối với nhân tốgiá trị không có ý nghĩa thống kê Yếu tố xu hướng có ý nghĩa với các danh mục phân chia theo xu hướng và những danh mục các chứng khoán tăng giá có hệ số xu hướng lớn hơn danh mục chứng khoán giảm giá khi xét trong cùng nhóm quy mô Điều này cho thấy nhà đầu tư nên mua những chứng khoán nào tăng giá và bán những chứng khoán giảm giá kỳ trước đó

Hệ số chặn của các mô hình tuy đều khác 0 nhưng không mô hình nào có hệ số chặn

có ý nghĩa thống kê Do đó, ta có thể xem hệ số chặn bằng 0, tức không có TSSL vượt trội, các mô hình định giá đúng các chứng khoán của thị trường

Khi so sánh độ phù hợp của mô hình thì mô hình 4 nhân tố có R2 hiệu chỉnh trung bình là 74% lớn hơn mô hình CAPM và Fama- French Bên cạnh đó, các giả thiết của OLS của các danh mục trong mô hình 4 nhân tố cũng ít bị vi phạm hơn Do đó ta có thể kết luận mô hình 4 nhân tố là phù hợp hơn Tuy nhiên, giá trị R2 hiệu chỉnh của

mô hình 4 nhân tố không lớn hơn mô hình 3 nhân tố nhiều, nên nhân tố xu hướng ở thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn chưa thật sự phổ biến đối với các chứng khoán

o Đóng góp của đề tài

Với việc kiểm định 3 mô hình trên cùng một mẫu quan sát trong cùng khoảng thời gian, sau đó so sánh và tìm được mô hình phù hợp nhất thể hiện mối quan hệ giữa TSSL chứng khoán và các nhân tố trong các mô hình Từ đó cung cấp cho nhà đầu tư công cụ đo lường được rủi ro, ước tính suất sinh lợi của chứng khoán và danh mục, giúp họ đưa ra quyết định đầu tư thích hợp nhất khi tham gia vào TTCK Việt Nam

o Hướng phát triển của đề tài

TTCK Việt Nam còn non trẻ với một số đặc thù khác với các thị trường trên thế giới,

vì thế đề tài có thể được phát triển bằng việc thêm vào một số nhân tố đặc thù khác như tâm lý nhà đầu tư, tác động của nhà nước, pháp luật…Với khoảng thời gian dài hơn và dữ liệu đầy đủ minh bạch hơn trong tương lai nên nghiên cứu thêm một số nhân tố khác để mô hình có sự phù hợp cao hơn

MỤC LỤC

LỜI MỞ ĐẦU 1

TÓM TắT: 2

1 Mục tiêu nghiên cứu 2

2 Giới thiệu: 2

3 Sơ lược thị trường chứng khoán Việt Nam 3

3.1 Tổng quan TTCK Việt Nam 3

3.2 Các giai đoạn phát triển của TTCK Việt Nam 4

4 Tổng quan tài liệu 10

5 Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu 11

5.1 Phương pháp nghiên cứu 12

5.2 Thu thập và xử lý dữ liệu 14

6 Kết quả 17

6.1 Thống kê mô tả 17

6.2 Kết quả hồi quy 18

6.2.1 Kiểm định với mô hình CAPM 18

6.2.1.1 Mô hình 18

6.2.1.2 Ước lượng mô hình 19

6.2.1.3 Kiểm định giả thiết của OLS 20

 Giả thiết đối với các hệ số hồi quy. 20

 Kiểm định phương sai thuần nhất của các phần dư (U i ) 20

 Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư. 21

 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy 21

6.2.2 Kiểm định mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993) 22

6.2.2.1 Mô hình 22

6.2.2.2 Ước lượng mô hình 23

 Giả thiết đối với các hệ số hồi quy 25

 Kiểm định phương sai thuần nhất của các phần dư (U i ) 26

 Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư. 27

 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến 27

 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy 28

6.2.3 Kiểm định mô hình 4 nhân tố của Carhart (1997) 30

6.2.3.1 Mô hình 30

6.2.3.2 Ước lượng mô hình 31

6.2.3.3 Kiểm định các giả thiết của OLS 32

 Giả thiết đối với các hệ số hồi quy 32

 Kiểm định phương sai thuần nhất của các phần dư (U i ) 34

 Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư. 36

 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến 37

 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy 38

7 Kết luận và kiến nghị 39

7.1 Kết luận 39

7.2 Kiến nghị cho nhà đầu tư 41

PHỤ LỤC I Phụ lục 1: Danh sách 81 mã chứng khoán i

Phụ lục 2: Kiểm định phân phối chuẩn chuỗi TSSL ii

Phụ lục 3: Thống kê mô tả các danh mục iii

Phụ lục 4: Các kết quả kiểm định đối với mô hình CAPM iii

Phụ lục 4.1: Kiểm định tính dừng đối với biến độc lập iii

Phụ lục 4.2: Ước lượng kết quả hồi quy của các danh mục iii

Phụ lục 4.3: Kiểm định phương sai thuần nhất iv

Phụ lục 4.4: Kiểm định tự tương quan iv

Phụ lục 5: Các kết quả kiểm định đối với mô hình 3 nhân tố của Fama- French v

Phụ lục 5.1: Kiểm định tính dừng đối với biến độc lập v

Phụ lục 5.2: Ước lượng kết quả hồi quy đối với các danh mục vi

Phụ lục 5.3: Kiểm định Wald đối với nhân tố HML trong danh mục SG vi

Phụ lục 5.4: Kiểm định phương sai thuần nhất vi

Phụ lục 5.5: Kiểm định tự tương quan vii

Phụ lục 5.6: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến viii

Phụ lục 5.7: Hồi quy các danh mục theo mô hình nhỏ ix

Phụ lục 6: Kết quả kiểm định đối với mô hình 4 nhân tố của Carhart xiv

Phụ lục 6.1: Kiểm định tính dừng đối với biến độc lập xiv

Phụ lục 6.2: Ước lượng kết quả hồi quy đối với các danh mục xiv

Phụ lục 6.3: Kiểm định Wald đối với nhân tố HML trong các danh mục xvi

Phụ lục 6.4: Kiểm định phương sai thuần nhất xvi

Phụ lục 6.5: Kiểm định tự tương quan xviii

Phụ lục 6.6: Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến xix

TÀI LIỆU THAM KHẢO XXI

Các từ viết tắt trong bài

TTCK: Thị trường chứng khoán

TTSL: Tỷ suất sinh lợi

B/M: Tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường TTGDCK: Trung tâm giao dịch chứng khoán SGDCK: Sở giao dịch chứng khoán

CP&CCQ: Cổ phiếu và chứng chỉ quỹ

LỜI MỞ ĐẦU

Sau gần 12 năm hoạt động, từ 2 cổ phiếu khi mới thành lập vào ngày cho đến nay là hơn 750 mã cổ phiếu hoạt động mạnh mẽ trên cả 2 sàn Hà Nội và Hồ Chí Minh TTCK Việt Nam đã có nhiều phát triển vượt bậc nhưng cũng có nhiều giai đoạn thăng trầm Tuy nhiên, so với các TTCK khác trên thế giới thì TTCK Việt Nam vẫn là một thị trường còn non trẻ, ẩn chứa bên trong nhiều biến động và rủi ro khi đầu tư vào đây Điều đó thể hiện rõ qua sự biến động của các chỉ số thị trường qua các giai đoạn

Có nhiều mô hình nghiên cứu sự ảnh hưởng của TTCK Việt Nam trên thế giới như mô hình định giá tài sản vốn CAPM, mô hình 3 nhân tố của Fama- French, mô hình 4 nhân tố của Carhart …của nhiều tác giả.Vì thế nghiên cứu phân tích sự tác động của TTCK là cần thiết đối với TTCK Việt Nam nhằm tìm ra mô hình phù hợp giúp nhà đầu tư có cái nhìn đúng đắn khi tham gia vào thị trường cũng như giảm thiếu được rủi

ro khi đầu tư Với lý do đó, bài nghiên cứu xem xét sự tác động của một số nhân tố vi

mô đến TSSL TTCK Việt Nam với tiêu đề: “Nhân tố ảnh hưởng đển tỷ suất sinh lợi chứng khoán Mô hình định giá thích hợp cho thị trường chứng khoán Việt Nam”

Tóm tắt:

Bài viết cho thấy TSSL của các chứng khoán trên sàn Hose trong giai đoạn 2009-2012

có mối quan hệ với nhân tố thị trường, phần bù quy mô, phần bù giá trị và xu hướng Trong các yếu tố tác động đến TSSL thì nhân tố thị trường đóng vai trò mạnh hơn cả Khi thêm 2 nhân tố quy mô và giá trị vào thì giá trị R2 hiệu chỉnh cao hơn cho thấy sự giải thích của TSSL còn chịu ảnh hưởng của quy mô và giá trị Nhân tố quy mô công

ty có mối quan hệ ngược chiều với TSSL trong khi đó nhân tố giá trị lại có mối quan

hệ cùng chiều Tức là, trong cùng một nhóm B/M thì các công ty có quy mô nhỏ có TSSL tốt hơn các công ty có quy mô lớn Sự cùng chiều của nhân tố giá trị thể hiện ở chỗ, trong cùng một nhóm quy mô, công ty nào có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (B/M) cao hơn thì mang lại TSSL lớn hơn Các chứng khoán trong giai đoạn này có thể hiện tính xu hướng nhưng cũng không đáng kể

1 Mục tiêu nghiên cứu

Tác giả nghiên cứu trả lời các câu hỏi sau:

 Các danh mục có định giá đúng các chứng khoán hay không

 TSSL các chứng khoán với nhân tố thị trường có mối quan hệ như thế nào

 Theo mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993) thì nhân tố quy mô và nhân

tố giá trị tương quan với TSSL chứng khoán như thể nào

 Nhân tố xu hướng trong mô hình của Carhart ảnh hưởng thế nào đến TSSL các chứng khoán

 Trong ba mô hình định giá tài sản thì mô hình nào là phù hợp nhất để giải thích cho TSSL của các chứng khoán trên sàn Hose trong giai đoạn 2009-2012

2 Giới thiệu:

Bài viết nghiên cứu xem thử ở thị trường chứng khoán Việt Nam, cụ thể là các chứng khoán trên sàn Hose trong giai đoạn 2009-2012 có TSSL phụ thuộc vào những nhân

tố nào thông qua 3 mô hình định giá tài sản được nhiều tác giả sử dụng để kiểm chứng

ở nhiều thị trường chứng khoán khác nhau

Banz (1981) nghiên cứu thấy rằng các cổ phiếu có vốn hóa thị trường thấp hơn (các cổ phiếu nhỏ) thường có xu hướng có TSSL trung bình cao hơn các cổ phiếu có vốn hóa thị trường lớn (cổ phiếu lớn) Cũng có bằng chứng cho rằng các cổ phiếu giá trị, là các

cổ phiếu có các tỷ lệ cơ bản như giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (B/M), thu nhập trên giá (E/P) hoặc dòng tiền trên giá (C/P) cao có TSSL trung bình lớn hơn các cổ phiếu tăng trưởng, là các cổ phiếu có các tỷ lệ cơ bản trên thấp (DeBondt và Thaler, 1985; Fama- French , năm 1992; Lakonishok, Shleifer và Vishny, 1994) Jegadeesh và Titman (1993) tìm thấy rằng TSSL chứng khoán ở Mỹ có thể hiện tính xu hướng (đà tăng trưởng), tức là các cổ phiếu có TSSL tốt thời kỳ trước đó thì có xu hướng tiếp tục tốt Phần bù giá trị (thể hiện TSSL của các cổ phiếu giá trị cao hơn cổ phiếu tăng trưởng) và tính xu hướng cũng được tìm thấy trong TSSL chứng khoán quốc tế (Chan, Hamao, và Lakonishok, 1991; Fama và French, năm 1998; Rouwenhorst năm 1998; Griffin, Ji, và Martin, 2003; Asness, Moskowitz, và Pedersen, 2009; Chui, Titman, và Wei, 2010)

Để kiểm định tại thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả tiếp cận các mô hình hồi quy được nghiên cứu tại nhiều thị trường khác nhau Thứ nhất là mô hình định giá tài sản vốn thuần túy CAPM của Sharpe (1 964) Lintner (1 965) Tiếp đến là mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993) và cuối cùng là mô hình 4 nhân tố của Carhart (1997)

3 Sơ lược thị trường chứng khoán Việt Nam

3.1 Tổng quan TTCK Việt Nam

 Ngày 11-7-1998 Chính phủ đã ký Nghị định số 48/CP ban hành về chứng khoán

và TTCK chính thức khai sinh cho Thị trường chứng khoán Việt Nam ra đời Cùng ngày, Chính phủ cũng ký quyết định thành lập Trung tâm Giao dịch Chứng khoán đặt tại TP.HCM và Hà Nội Việc chuẩn bị cho TTCK Việt Nam thực ra đã do Uỷ Ban Chứng khoán Việt Nam ra đời bằng Nghị định 75/CP ngày 28-11-1996

 Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (TTGDCK TP.HCM) được thành lập theo Quyết định số 127/1998/QĐ-TTg ngày 11-7-1998 và chính thức đi vào hoạt động thực hiện phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28-7-2000 với 2 loại cổ phiếu là REE và SAM Đến ngày 8/8/2007 TTGDCK TP.HCM được đổi thành

Sở giao dịch chứng khoán TP HCM Tính đến cuối tháng 3/2013, có 307 loại cổ phiếu, 5 chứng chỉ quỹ và 39 trái phiếu được niêm yết trên SGDCK TP.HCM

Tổng khối lượng niêm yết là 23.157.211,12 ngàn chứng khoán với giá trị 236.487.125,54 triệu đồng

 TTGDCK Hà Nội đã chính thức chào đời vào ngày 8/3/2005 Khác với TTGDCK TP.HCM (vốn là nơi niêm yết và giao dịch chứng khoán của các công

ty lớn), TTGDCK Hà Nội sẽ là “sân chơi” cho các doanh nghiệp vừa và nhỏ (với vốn điều lệ từ 5 đến 30 tỷ đồng) Số lượng cổ phiếu hiện tại khoảng 400 mã cổ phiếu

 Bên cạnh 2 thị trường tập trung trên, TTCK Việt Nam còn một thị trường nữa là thị trường phi tập trung (OTC)

3.2 Các giai đoạn phát triển của TTCK Việt Nam

Giai đoạn 2000-2005: Giai đoạn chập chững biết đi của TTCK

Từ năm 2000 cho đến 2005, thị trường luôn ở trong trạng thái ảm đạm, loại trừ cơn sốt vào năm 2001(chỉ số VN index cao nhất đạt 571.04 điểm sau 6 tháng đầu năm nhưng chỉ trong vòng chưa đầy 4 tháng, từ tháng 6 đến tháng 10, các cổ phiếu niêm yết đã mất giá tới 70% giá trị, chỉ số VN Index sụt từ 571,04 điểm vào ngày 25/4/2001 xuống chỉ còn khoảng 200 điểm vào tháng 10/2001 Trong 5 năm đầu tiên, dường như thị trường không thực sự thu hút được sự quan tâm của đông đảo công chúng và các diễn biến tăng giảm của thị trường chưa tạo ra tác động xã hội mở rộng để có thể ảnh hưởng tới sự vận hành của nền kinh tế cũng như tới cuộc sống của mỗi người dân

Ta có thể nhận định rõ được điều đó thông qua bảng số liệu sau:

2005, tốc độ tăng trưởng của thị trường chứng khoán gấp đôi so với năm 2004, huy

động được 44,600 tỷ đồng, hiện giờ giá trị cổ phiếu so với GDP của cả nước đạt gần 1%

Giai đoạn 2006: Sự phát triển đột phá của TTCK Việt Nam

Năm 2006 là năm phát triển “đột phá” của TTCK Việt Nam Với mức tăng trưởng đạt tới 60% từ đầu đến giữa năm 2006, khối lượng vốn hóa tăng gấp 15 lần trong vòng 1 năm, thị trường chứng khoán Việt Nam ngày càng thu hút các nhà đầu tư trong và ngoài nước

Trong năm này, chỉ số Vn-Index tại sàn giao dịch TP Hồ Chí Minh (HoSE) đạt kỷ lục

ở mốc 809,86 điểm Tính chung, so với đầu năm, chỉ số VN-Index đã có mức tăng trưởng tới 146% Tính đến phiên 29/12/2006, TTGDCK TP.HCM đã có sự góp mặt của 106 cổ phiếu, 2 chứng chỉ quỹ và 367 trái phiếu với tổng giá trị niêm yết theo mệnh giá là trên 72 nghìn tỷ đồng

Tại trung tâm giao dịch Hà nội, chỉ số HNX-Index tăng từ 95 điểm vào cuối năm 2005 lên 258 điểm, tăng 2.7 lần trong năm 2006 Số lượng công ty giao dịch trên sàn Hà Nội cũng tăng từ 6 cổ phiếu lên 87 cổ phiếu và 91 trái phiếu vào cuối năm với tổng mức đăng ký giao dịch theo mệnh giá đạt 29 nghìn tỷ đồng

Xét riêng về mức vốn hoá cổ phiếu, toàn bộ thị trường chứng khoán chính thức Việt Nam với 193 cổ phiếu vào phiên cuối năm, đã lên tới 220 nghìn tỷ đồng, tương đương với 13,8 tỷ USD

Nguyên nhân chủ yếu dẫn đến sự bùng nổ của TTCK Việt Nam năm 2006 xuất phát từ các sự kiện kinh tế chính trị quan trọng Trong đó nguyên nhân có tác động sâu sắc và lâu dài là sự kiện Việt Nam chính thức được gia nhập Tổ chức Thương mại thế giới

(WTO) cũng như sự kiện tổ chức thành công Hội nghị cấp cao APEC Cả hai sự kiện này đã và đang tiếp tục tạo được ấn tượng tốt đối với các nhà đầu tư nước ngoài và đó

là tín hiệu cho những làn sóng đầu tư trực tiếp và cả gián tiếp hứa hẹn sẽ đổ vào Việt Nam

Giai đoạn 2007: TTCK bùng nổ mạnh mẽ

Luật Chứng khoán có hiệu lực từ ngày 01/01/2007 đã góp phần thúc đẩy thị trường phát triển và tăng cường khả năng hội nhập vào thị trường tài chính quốc tế Tính công khai, minh bạch của các tổ chức niêm yết được tăng cường

VNIndex đạt đỉnh 1.170,67 điểm HNX-Index chạm mốc 459,36 điểm

Nhìn chung diễn biến của thị trường và giá cả chứng khoán trong các phiên giao dịch

có nhiều biến động, Index của cả 2 sàn giao dịch đều có biên độ giao động mạnh Kết thúc phiên giao dịch cuối năm, VNIndex đạt 927,02 điểm, với tổng khối lượng giao dịch đạt hơn 2,3 tỷ chứng khoán tương đương với tổng giá trị giao dịch toàn thị trường đạt 224.000 tỷ đồng HNX-Index dừng ở mức 323,55 điểm với tổng khối lượng giao dịch toàn thị trường đạt 616,3 triệu chứng khoán tương đương với tổng giá trị giao dịch toàn thị trường đạt 63.859 tỷ đồng Như vậy sau 1 năm hoạt động VNIndex đạt được mức tăng trưởng là 23,3%; HNX-Index tăng 33,2% so với mức điểm thiết lập vào cuối năm 2006

Giai đoạn 2008: Cùng trong xu thế chung của nền kinh tế, TTCK Việt Nam khép lại năm 2008 với sự sụt giảm mạnh

Những điểm nổi bật của thị trường: Index giảm điểm, thị giá các loại cổ phiếu sụt giảm mạnh (nhiều mã CP rơi xuống dưới mệnh giá), tính thanh khoản kém, sự thoái vốn của khối ngoại, sự can thiệp của các cơ quan điều hành và sự ảm đạm trong tâm lý các NĐT

Khởi đầu năm tại mức điểm 921.07, VNIndex đã mất đi gần 60% giá trị và trở thành một trong những thị trường giảm điểm mạnh nhất trên thế giới trong nửa đầu năm

2008

Sau 103 phiên giao dịch, VNIndex giảm mất 550.52 điểm- tương đương 59,77% Bình quân trong mỗi phiên, toàn thị trường có 8,02 triệu CP&CCQ được chuyển nhượng, tương đương khoảng 482 tỷ đồng Giai đoạn từ tháng 6 tới đầu tháng 9, thị trường phục hồi trong ngắn hạn, VNIndex và HNX-Index liên tiếp vượt qua các ngưỡng cản tâm lý quan trọng và thường xuyên có được những chuỗi tăng điểm kéo dài Đây cũng

là giai đoạn thị trường hoạt động sôi động nhất Sức cầu mạnh, kéo theo khối lượng giao dịch và giá trị giao dịch thường xuyên ở mức cao VNIndex tăng được 168,55 điểm, tương đương 45,52% Khối lượng giao dịch bình quân đạt 16,9 triệu CP&CCQ, tương đương 599,18 tỷ đồng/phiên Tuy nhiên, đến 3 tháng cuối năm, TTCK trở lại xu hướng giảm do tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu Hòa cùng xu thế giảm điểm của TTCK các nước, 02 chỉ số chứng khoán tại sàn HoSE và HNX liên tiếp giảm điểm Trong 86 phiên giao dịch tại HoSE, 49 phiên VNIndex mất điểm Kết thúc giai đoạn này, VNIndex giảm mất 239,52 điểm, tương đương 43,15%

Năm 2009

Năm 2009, dù kinh tế gặp nhiều khó khăn nhưng là một năm đánh dấu bước phát triển mạnh mẽ của TTCK Việt Nam Cả hai chỉ số VN-Index và HNX-Index đã phục hồi mạnh trên 50% Số lượng công ty mới niêm yết tăng vọt, trong đó nhiều doanh nghiệp lớn được niêm yết trên sàn Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội chuyển đổi thành sở giao dịch chứng khoán Thành lập thêm sàn UPCoM cho những công ty đại chúng đăng ký giao dịch Trên sàn HoSE, chỉ số VN-Index đã tăng 57% trong năm

2009, từ mức 315.62 điểm vào ngày 31/12/08 lên mức 494.77 điểm vào ngày 31/12/09 So với mức đáy 235.5 điểm được thiết lập ngày 24/02, VN-Index đã tăng 110%

Năm 2010-2012

Năm 2010: TTCK diễn biến khó khăn và hầu hết các cổ phiếu đều giảm giá VN- Index đóng cửa 484,66 điểm, giảm 2%; HNX-Index đóng cửa 114,24 điểm, giảm 32,3% so với đầu năm Nửa đầu năm 2010, thị trường dao động với biên độ hẹp, nguyên nhân chủ yếu là do tâm lý thận trọng của nhà đầu tư và sự khan hiếm của dòng tiền Trong thời gian từ tháng 7 đến tháng 8 thị trường lao dốc với sự giảm điểm chạm mốc của hai chỉ số ở hai sàn chứng khoán Từ cuối tháng 8, nền kinh tế trở nên bất ổn, chính sách tiền tệ thay đổi đột ngột nhằm kiềm chế lạm phát cùng với cuộc đua lãi suất của các ngân hàng Tuy nhiên thị trường chứng khoán bắt đầu phục hồi từ cuối tháng 11 Hoạt động huy động vốn vẫn diễn ra mạnh mẽ Đây cũng là năm diễn ra mạnh mẽ vấn đề thao túng, làm giá chứng khoán, hoạt động mua bán và sáp nhập cũng tăng lên về số lượng và lần đầu tiên hành vi thao túng giá cổ phiếu bị truy tố hình sự

Năm 2011: Một năm đầy sóng gió trên TTCK Việt Nam

Trong hai quý đầu của năm 2011, bất ổn từ phía kinh tế vĩ mô trong nước dần bộc lộ, đặc biệt là bắt đầu từ lúc tỷ giá điều chỉnh tăng thêm 9,3% và lạm phát tăng mạnh trong tháng 2, thì cũng là lúc xu hướng giảm điểm chiếm ưu thế trên thị trường Bước sang quý III, đây là quý có thể xem như khởi sắc nhất của thị trường chứng khoán trong năm 2011 với một đợt tăng điểm khá dài của thị trường chứng khoán kéo dài khoảng 1 tháng từ giữa tháng 8 đến giữa tháng 9 Mặc dù vậy trước khi quý III/2011 khép lại, từ khoảng giữa tháng 9 trở đi, TTCK Việt Nam đã phải chịu tác động tiêu cực từ cả yếu tố trong nước, như những vấn đề nảy sinh sau khi hạ lãi suất mà đặc biệt

là vấn đề tỷ giá, lẫn yếu tố thế giới, như diễn biến xấu trong việc giải quyết vấn đề nợ công ở Châu Âu mà kéo theo đó là triển vọng yếu kém của nền kinh tế toàn cầu Kết quả là từ cuối quý III đến hết quý IV/2011, thị trường chứng khoán cứ ảm đạm dần qua từng phiên với xu hướng giảm điểm là chủ đạo, không có đợt hồi phục nào đủ dài được ghi nhận Chốt phiên ngày 30/12/2011, VN Index và HNX Index lần lượt đóng cửa ở 351,55 và 58,74 điểm, như vậy so với đầu năm 2011 sàn Hồ Chí Minh đã giảm mạnh 27,46% còn sàn Hà Nội thì lao dốc đến hơn 48% Không chỉ chịu áp lực giảm

về mặt điểm số, diễn biến giao dịch trên thị trường càng ngày càng theo hướng trầm lắng và ảm đạm hơn, thể hiện qua sự khô kiệt của tính thanh khoản, so với con số của năm 2010 thì giá trị trung bình mỗi phiên giao dịch của mỗi sàn đều sụt giảm mạnh đến xấp xỉ 60%

Năm 2012: Đây cũng là năm khá ấn tượng của TTCK Việt Nam 5 tháng đầu năm thị trường bứt phá sau một khoảng dài giảm điểm của năm 2011, VN-Index tăng gần 40%, HNX-Index tăng 44% Tuy nhiên, nửa cuối năm 2012 lại xảy ra nhiều sự kiện khiến TTCK trở nên đảo chiều Nợ xấu ngân hàng lúc này tăng cao, điều này khiến các doanh nghiệp khó khăn trong việc tiếp cận dòng vốn vay mặc dù lãi suất giảm

mạnh Điều này khiến các hàng loạt doanh nghiệp điêu đứng, hoạt động bị ngưng trệ

do không có vốn, nhiều công ty chứng khoán thua lỗ Trong số các công ty chứng khoán hoạt động thì có trên 50% bị lỗ Bên cạnh đó hàng loạt ông chủ ngân hàng bị

bắt, bị điều tra khiến cổ phiếu các ngân hàng lớn giảm mạnh, niềm tin đối với TTCK

bị hoang mang Tất cả những nguyên nhân trên khiến cho HNX-Index giảm mức lịch

sử từ khi ra đời đến nay, chỉ còn 50,33 điểm, giảm 36%; VN- Index giảm 20%

4 Tổng quan tài liệu

Một số nghiên cứu trước đây nói về mô hình 3 nhân tố của Fama- French và mô hình

4 nhân tố của Carhart

 Tests of the CAPM and Fama and French three-factor model - Nima Billou

(2004):

Bài nghiên cứu này so sánh và kiểm tra tính hiệu quả của hai mô hình định giá tài sản

là mô hình định giá tài sản vốn của Sharpe (1 964) Lintner (1 965) và mô hình 3 nhân

tố của Fama- French 1993 của 12 ngành công nghiệp tại thị trường chứng khoán Mỹ Tính hiệu quả được so sánh giữa các alpha, giá trị tuyết đối trung bình của các hệ số chặn và thống kê F của 2 mô hình Ban đầu Billou so sánh tính hiệu quả trong khoảng hời gian nghiên cứu từ 7/1963 đến tháng 12/2003 Sau đó, nhằm khẳng định kết quả của mình ông mở rông thời kỳ quan sát ra từ tháng 7/1926 đến tháng 12/2003 Với cả hai khoảng thời gian trên thì kết quả R2 của mô hình 3 nhân tố của Fama- French đều cho giá trị lớn hơn R2 của mô hình CAPM Ông kết luận rằng mô hình 3 nhân tố của Fama- French phù hợp hơn để ngiải thích TSSL chứng khoán

 Banz, R W., 1981 The relationship between return and market value of common stocks Journal of Financial Economics 9, 3–18

Nghiên cứu này xem xét các mối quan hệ giữa tssl và giá trị thị trường của các cổ phiếu phổ thông trên NYSE Bài viết tìm thấy rằng trung bình các công ty nhỏ hơn có tssl cao hơn các công ty lớn Hiệu ứng quy mô này đã tồn tại hơn bốn mươi năm Hiệu ứng quy mô này không có mối quan hệ tuyến tính với giá trị thị trường, hiệu quả này chỉ xảy ra đối với các công ty rất nhỏ trong khi có rất ít sự khác nhau trong tssl giữa các doanh nghiệp kích có quy mô trung bình và lớn

 Fama and French Factors in Australia - Michael A O'Brien 2007

Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của nhân tố quy mô và giá trị sổ sách trên giá thị trường và khả năng giải thích của mô hình Fama- French đến TSSL chứng khoán Úc

Trong bài này, tác giả nghiên cứu dữ liệu của 98% các doanh nghiệp niêm yết trên thị trường chứng khoán Úc giai đoạn 1981 đến 2005

Kết quả của tác giả cho thấy rằng sự giải thích mạnh hơn của mô hình Fama- French

so với mô hình CAPM, trong khi các bài nghiên cứu trước đó chưa tìm thấy sự khác biệt này Tác giả tìm thấy mối quan hệ phi tuyến giữa TSSL và nhân tố quy mô, trong khi đó mối quan hệ với nhân tố giá trị là quan hệ tuyến tính Kết quả chỉ ra rằng có một lượng lớn phần bù giá trị ở Úc, khoảng thu nhập trung bình là 0.959% mỗi tháng, lớn hơn so với ở Mỹ là 0.462% mỗi tháng Ngược lại, nhân tố quy mô, SMB, có TSSL trung bình hàng tháng là -0.486% Mức độ giải thích của mô hình Fama- French cao hơn mô hình CAPM Tóm lại, bài nghiên cứu cho thấy mô hình Fama- French cung cấp một bước tiến xa hơn so với mô hình CAPM

 Size and value premium in Pakistani equity market- Arshad Hassan và

Muhammad Tariq Javed, 2011

Nghiên cứu này xem xét mối quan hệ giữa phần bù quy mô, phần bù giá trị và tssl vốn

cổ phần trong thị trường vốn Pakistan trong thời kì 6/1998-6/2007 sử dụng giá cổ phiếu hàng tháng bằng cách sử dụng mô hình 3 nhân tố của Fama- French Đây là nghiên cứu đầu tiên ở Pakistan khám phá mối quan hệ giữa các biến đã nêu bằng cách

sử dụng một mẫu lớn hơn 250 cổ phiếu niêm yết trên sàn chứng khoán Karachi Phân tích kết quả cho thấy quy mô và tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường có mối quan hệ với thị trường Nhân tố quy mô được tìm thấy có mối tương quan dương với TSSL của các danh mục với mức tin cậy 95% Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thi trường cũng có mối tương quan cùng chiều với TSSL chứng khoán ngoại trừ danh mục chứng khoán có B/M thấp Các chứng khoán có B/M cao thể hiện TSSL cao hơn các chứng khoán có B/M thấp Mô hình CAPM truyền thống cho rằng nhân tố thị trường là nhân

tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến TSSL các chứng khoán trong danh mục Tuy nhiên, khả năng giải thích của mô hình 3 nhân tố của Fama- French nhiều hơn mô hình CAPM, cụ thể trong bài này là, khả năng giải thích của mô hình của Fama- French từ 63-82%, trong khi đó của mô hình CAPM là 24-66%

5 Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

Nhằm kiểm định xem thử thị trường chứng khoán Việt Nam mà cụ thể trong là các chứng khoán được niêm yết trên sàn Hose bài nghiên cứu này, nghiên cứu này tập trung thực hiện các công việc sau:

i) Giới thiệu vài nét về các mô hình định giá tài sản và kết quả nghiên cứu của

các tác giả

ii) Các phương pháp nghiên cứu bao gồm: các biến trong mô hình, việc thu

thập dữ liệu và các phương pháp sử dụng đối với dữ liệu

5.1 Phương pháp nghiên cứu

Bài viết sử dụng lý thuyết của mô hình định giá tài sản CAPM, mô hình 3 nhân tố của Fama- French và mô hình bốn nhân tố của Carhart để giải thích thị trường chứng khoán Việt Nam

 Mô hình định giá tài sản vốn CAPM

Sharpe(1964), Lintner(1965) và Black(1972) đã nghiên cứu và thể hiện mối tương quan giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán vào thập niên 1960 Mô hình này cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của chứng khoán

và beta chứng khoán qua phương trình

Trong mô hình trên, TSSL chứng khoán bằng TSSL tài sản phi rủi ro cộng với khoản

bù đắp rủi ro của chứng khoán Rủi ro của chứng khoán thể hiện thông qua hệ số β

Hệ số β càng cao thể hiện khả năng chứng khoán mang lại suất sinh lợi càng cao nhưng cũng vì thế mà chứa đựng nhiều rủi ro hơn

Đây là mô hình cơ bản, tiền đề cho các mô hình sau

 Mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993)

Fama- French (1993) đề xuất một mô hình gồm 3 nhân tố để thể hiện mối tương quan trong tỷ suất sinh lợi trung bình các chứng khoán của Mỹ với nhân tố quy mô và giá trị Nghiên cứu của hai ông cho thấy rằng ngoài nhân tố thị trường trong mô hình CAPM, nhân tố quy mô (ME) và nhân tố giá trị(BE/ME) có sức giải thích tốt TSSL

trung bình của các chứng khoán trên thị trường chứng khoán Mỹ giai đoạn

1963-1990 Fama- French đã dùng hồi quy theo dãy số thời gian của Black, Jensen và Scholes (1972), với mô hình sau:

Ri(t)-RF(t)=αi + βi[RM(t)-RF(t)] + si*SMB(t) + hi*HML(t) + ei(t) Trong đó,

αi là hệ số chặn của mô hình

Ri(t) là TSSL của tài sản i trong tháng t,

RF(t) là lãi suất phi rủi ro,

RM(t): TSSL của thị trường,

SMB(t) (Small cap minus Big): phần bù quy mô SMB là bình quân TSSL hàng tháng của danh mục cổ phiếu có vốn hóa thị trường nhỏ trừ cho danh mục cổ phiếu có vốn hóa thị trường lớn

HML(t) (High minus Low): phần bù giá trị HML là bình quân TSSL hàng tháng của danh mục cổ phiếu có tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường (B/M) cao trừ cho danh mục cổ phiếu có B/M thấp

βi, si, hi là các biến phản ánh độ nhạy của các nhân tố βi còn được gọi là beta chứng khoán 3 nhân tố (để phân biệt với chứng khoán trong mô hình CAPM)

α là hệ số chặn của mô hình

ei(t) là sai số ngẫu nhiên của mô hình

Kết quả của mô hình cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa quy mô và TSSL trung bình và mối tương quan cùng chiều mạnh hơn của B/M với TSSL trung bình hay nói cách khác là B/M giải thích TSSL chứng khoán mạnh mẽ hơn so với nhân tố quy mô Với cùng 1 nhóm danh mục con B/M ( ngoại trừ nhóm danh mục có B/M thấp nhất), TSSL giảm khi quy mô tăng, điều này có nghĩa là hệ số của SMB dương Và với cùng một nhóm danh mục con theo quy mô, TSSL trung bình có xu hướng tăng cùng với B/M, nghĩa là hệ số HML cũng dương

Fama- French giải thích hệ số của SMB dương là do những doanh nghiệp có quy mô nhỏ thường mang nhiều rủi ro cao, hoạt động kém hiệu quả hơn, chi phí đại diệm cao hơn, do đó nhà đầu tư đỏi hỏi một phần bù rủi ro cao hơn Và những công ty có B/M cao thường rơi vào kiệt quệ tài chính nhiều hơn, gây rủi roc ho nhà đầu tư, do đó, nhà đầu tư cũng phải nhận được phần bù giá trị dương

 Mô hình 4 nhân tố của Carhart

Từ mô hình 3 nhân tố của Fama- French, Carhart phát triển thành mô hình 4 nhân tố sau khi thêm vào mô hình nhân tố đà tăng trưởng (xu hướng) theo phương trình:

Ri(t)-RF(t)=αi + βi[RM(t)-RF(t)] + siSMB(t) + hiHML(t) + wiWML(t) + ei(t) Ngoài 3 nhân tố trong mô hình Fama- French, Carhart thêm vào mô hình nhân tố xu hướng (đà tăng trưởng), WML(t), đó là TSSL bình quân của những chứng khoán cao giá trừ đi những chứng khoán giảm giá trong một giai đoạn trước đó

Kết quả của Carhart cho rằng nhà đầu tư nên mua những chứng khoán đã có TSSL cao trong quá khứ và bán những chứng khoán có TSSL thấp

Cả 3 mô hình trên đều dùng phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS để hồi quy đưa

ra kết quả Để kết quả có ý nghĩa thì sau khi hồi quy OLS xong ta phải kiểm định lại các giả thuyết của các phương trình Các giả thuyết đó là: kiểm định phân phối chuẩn, kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, kiểm định đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, tư tương quan,….Các giả thuyết trên sẽ được kiểm định ở phần sau

5.2 Thu thập và xử lý dữ liệu

 Thu thập dữ liệu

Dữ liệu cần cho cả ba mô hình là TSSL của các chứng khoán, TSSL của tài sản phi rủi

ro, TSSL thị trường, giá trị thị trường vốn chủ sỡ hữu, giá trị sổ sách vốn chủ sỡ hữu Phạm vi của bài nghiên cứu gồm 81 cứng khoán được niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (Hose) Thời gian mẫu là tháng 7 năm 2009 đến tháng 12 năm 2012 (2009-2012)

 TSSL chứng khoán và TSSL thị trường

TSSL thị trường là được lấy là chỉ số VN- Index Giá chứng khoán và chỉ số VN- Index được lấy từ cơ sở dữ liệu hàng ngày trên trang www.cophieu68.com và là giá đóng cửa cuối tuần Giá này đã được so sánh với các nguồn khác và không thấy sự sai lệch nào

 TSSL tài sản phi rủi ro (Rf)

Lãi suất phi rủi ro trong bài nghiên cứu được lấy là lãi suất của trái phiếu chính phủ

kỳ hạn 5 năm do Kho bạc nhà nước phát hành, dữ liệu lấy trên trang web của Bộ tài chính Lãi suất này là lãi suất trúng thầu của các đợt phát hành trái phiếu do Kho bạc

nhà nước phát hành, nếu đợt nào không có lãi suất trúng thầu thì dữ nguyên lãi suất của đợt trước đó

Giá trị thị trường, giá trị sổ sách của vốn chủ sở hữu được lấy 6 tháng một lần từ các báo cáo tài chính của các công ty Hầu hết các báo cáo tài chính là các báo cáo đã kiểm toán (BCTC cuối năm) và đã soát xét (BCTC 6 tháng) được lấy từ trang web www.cafef.vn

 Xử lý dữ liệu

 TSSL chứng khoán và TSSL thị trường

Từ giá đóng cửa cuối tuần, ta tính TSSL tuần cho các chứng khoán Bài nghiên cứu chọn tuần để tính toán vì TTCK VN niêm yết chưa được bao lâu nên việc thu thập dữ liệu theo tháng hay theo năm là không đủ Ở đây không chọn theo ngày vì sẽ bị ảnh hưởng bởi biên độ dao động Do đó, bài nghiên cứu chọn tính TSSL theo tuần Với thời kỳ mẫu gần 4 năm, có tất cả 180 tuần vì có một số tuần không giao dịch do lễ, tết

Để thuận lợi cho việc tính toán, TSSL được tính ở đây bỏ qua việc tính cổ tức TSSL tuần các chứng khoán và TSSL thị trường được tính theo công thức sau:

P R

Trong đó,

Rit là TSSL chứng khoán i trong kỳ t

Pt là giá đóng cửa kỳ t

Pt-1 là giá đóng của kỳ t-1

 TSSL tài sản phi rủi ro

Để đơn giản hóa việc tính toán, ta tính lãi suất phi rủi ro trung bình từng năm vì lãi suất này cũng không biến động nhiều trong thời gian lấy mẫu Lãi suất phi rủi ro trung bình hằng năm và được tính theo tuần thể hiện trong bảng sau:

Năm Lãi suất trung bình(%/năm) Lãi suất trung bình(%/tuần)

Các nhân tố trong các mô hình 3 nhân tố của Fama- French và mô hình 4 nhân tố của Carhart

 Phần bù quy mô (SMB) và phần bù giá trị (HML)

Quy mô (giá trị thị trường-ME) công ty được tính bằng giá cổ phiếu đóng cửa nhân với số cổ phiếu đang lưu hành ở ngày hiện tại Số cổ phiếu đang lưu hành đã trừ đi cổ phần ưu đãi Giá trị sổ sách(BM) ở đây theo Fama- French(1993)là giá trị sổ sách của vốn chủ sỡ hữu cộng với thuế thu nhập hoãn lại trên Bảng cân đối kế toán trừ đi giá trị

sổ sách cổ phần ưu đãi Giá trị thị trường và giá trị sổ sách tính trên cổ phần thường vì

cổ phần ưu đãi không cho người nắm giữ quyền quản lý công ty Theo Fama- French năm 1993 các chứng khoán được sắp xếp theo quy mô và chia thành 2 nhóm theo tỷ lệ 50%-50%, nếu quy mô công ty nào nhỏ hơn hoặc bằng 50% vốn hóa trung bình của toàn thị trường thì được xếp vào nhóm quy mô nhỏ (Small) và ngược lại được xếp vào nhóm quy mô lớn (Big) Yếu tố B/M được sắp xếp tăng dần và chia thành 3 nhóm là

G (Growth), N (Neutral), và V (Value) tương ứng với tăng trưởng, trung bình và giá trị Điểm gãy để phân chia của nhân tố này là phân vị thứ 30 và phân vị thứ 70 Với việc phân chia như vậy, các chứng khoán được phân thành 6 danh mục: SG, SN, SV,

BG, BN, BV Ví dụ, danh mục SG bao gồm những chứng khoán của công ty có quy

mô nhỏ và có tỷ lệ B/M thấp Vì giá cổ phiếu thay đổi hàng ngày nên dẫn đến giá trị thị trường của các công ty cũng thay đổi hàng ngày, tuy nhiên để tiết kiệm thời gian, tác giả phân loại chứng khoán theo quy mô và B/M mỗi 6 tháng, và cứ sau 6 tháng lại phân loại lại Với mẫu quan sát trong thời kì 2009-2012 thì có 7 lần tái tạo các danh mục, kì tính toán đầu tiên là quý 4 năm 2009 TSSL tuần của các danh mục được tính bằng tổng TSSL của mỗi chứng khoán nhân với tỷ trọng của chứng khoán trong danh mục theo quy mô

Nhân tố SMB được tính bằng TSSL bình quân của 3 danh mục có quy mô nhỏ trừ cho TSSL bình quân của 3 danh mục quy mô lớn

3 3

BV BN BG SV SN SG SMB     Nhân tố HML được tính bằng TSSL bình quân của 2 danh mục có B/M cao trừ cho TSSL bình quân của 2 danh mục có B/M thấp

22

BG SG BV SV







 Nhân tố xu hướng (đà tăng trưởng) - WML

Các điểm gãy của nhân tố xu hướng được xây dựng tương tự như nhân tố HML, lần lượt là các phân vị 30 và 70 và chia thành 3 nhóm là L (Losers), N (Neutral), W (Winners) tương ứng với các nhóm chứng khoán có TSSL giảm giá, bình thường và tăng giá của thời kỳ trước Nhân tố xu hướng cũng được tái tạo 6 tháng 1 lần Vì vậy,

để xây dựng được nhân tố xu hướng của kỳ đầu tiên (12/2009) thì ta phải thu thập thêm giá chứng khoán của 1 kỳ trước đó Cách phân loại như sau, với TSSL của kì trước (đầu năm 2009 đến quý 2 năm 2009), nếu chứng khoán nào tăng giá mạnh (thuộc nhóm phân vị 30) thì ta xếp vào nhóm W (Winners), ngược lại chứng khoán nào giảm giá mạnh hay tăng giá thấp hơn (thuộc nhóm phân vị 70) thì xếp vào nhóm

L (Losers) Tương tự như mô hình 3 nhân tố ta cũng có được 6 danh mục từ việc phân loại quy mô (50%-50%) và xu hướng như trên là SL, SNw, SW, BL, BNw, BW Nhân

tố WML được tính bằng trung bình của 2 danh mục tăng giá mạnh nhất trừ cho trung bình của 2 danh mục giảm giá

22

BL SL BW SW





Bài nghiên cứu này chỉ xem xét các danh mục tăng giá và giảm giá, tức là 4 danh mục

SW, BW, SL, BL

Các biến trong các mô hình đã được xây dựng đầy đủ

6 Kết quả

6.1 Thống kê mô tả

Kiểm định phân phối chuẩn các chuỗi TSSL chứng khoán

Dựa vào thống kê JB và giá trị p-value thì trong 81 chứng khoán quan sát thì có 73/81 chứng khoán tuân theo quy luật phân phối chuẩn với mức ý nghĩa 5%, chỉ số VN-Index cũng có phân phối chuẩn với cùng mức ý nghĩa trên Do thời kỳ quan sát ngắn nên kết quả như trên là có thể chấp nhân được, ta xem các chứng khoán có phân phối chuẩn và tiến hành hồi quy các mô hình

(Phụ lục 2) Thống kê TSSL trung bình của các danh mục

Trong thời kì 2009-2012, phần bù vốn cổ phần bình quân (Rm-Rf) (sự khác biệt giữa TSSL thị trường với TSSL trái phiếu chính phủ) thể hiện giá trị âm là -0,2036%

Phần bù quy mô trong bài nghiên cứu có trung bình dương (0,001592), tức chứng khoán có quy mô nhỏ thì có TSSL trung bình lớn hơn chứng khoán có quy mô lớn, kết quả này giống với kết quả của Fama- French năm 1993 nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Hoa Kỳ Kết quả thể hiện rõ hơn trong bảng so sánh TSSL trung bình giữa các danh mục Ta thấy TSSL trung bình giảm từ trên xuống dưới, tức TSSL giảm khi quy mô tăng, giá trị TSSL trung bình của nhóm chứng khoán nhỏ nằm trong khoảng từ (-0,05014; -0,000269) và của các chứng khoán lớn nằm thay đổi từ -0,005225 đến -0,004336

Tuy nhiên, khi xét đến nhân tố giá trị, HML, thì mô hình lại cho ra kết quả ngược với Fama- French 1993 Theo Fama- French, HML có giá trị trung bình dương, còn kết quả trong bài nghiên cứu lại thể hiện một HML âm

TSSL trung bình của chuỗi WML có giá trị âm, ngược với kết quả của mô hình Carhart năm 1997 Trong một nghiên cứu của Fama- French 2010, nhóm tác giả này nghiên cứu một mẫu gồm 4 khu vực là Nhật Bản, Bắc Mỹ, Châu Á Thái Bình Dương

và khu vực Châu Âu thì chỉ duy có Nhật Bản là không thể hiện rõ TSSL xu hướng Chui, Titman và Wei (2010) cho rằng TSSL xu hướng mạnh mẽ hơn ở các nền văn hóa có chủ nghĩa cá nhân mạnh Và Chui, Titman, Wei cho rằng Nhật Bản nằm trong các nước có xếp hạng chủ nghĩa cá nhân thấp Điều này cũng có thể giải thích với Việt Nam vì Nhật Bản và Việt Nam cùng nằm trong khu vực Châu Á

(Phụ lục 3)

6.2 Kết quả hồi quy

6.2.1 Kiểm định với mô hình CAPM

6.2.1.1 Mô hình

Ta lần lượt hồi quy theo phương trình CAPM cho 6 danh mục trong mô hình Fama- French nhằm so sánh kết quả

Phương trình hồi quy: Rit - Rf =αi + βi*(Rm – Rf) + ei (1)

Kiểm định tính dừng của dữ liệu

Một trong các giả thiết của mô hình hồi quy cổ điển là các biến độc lập là phi ngẫu nhiên, có giá trị xác định Nếu ước lượng một mô hình với chuỗi thời gian trong đó các biến độc lập không dừng thì giả thiết của OLS bị vi phạm (Theo giáo trình Kinh

tế lượng của Hoàng Ngọc Nhậm, 2008 trường Đại học Kinh tế Tp HCM) Phương

trình (1) là phương trình hồi quy OLS thông thường do đó các biến độc lập trong mô hình phải có tính dừng Ta tiến hành bằng kiểm định tính dừng của biến độc lập, ở đây

là nhân tố thị trường, bằng phương pháp nghiệm đơn vị (Unit Root Test)

Dùng tiêu chuẩn kiểm định Dickey- Fuller (DF) trong eviews ta có kết quả sau

(Phụ lục 4.1) Giá trị τ của thống kê DF là -13.06364 Khi τ lớn hơn τ0.01, τ0.05, τ0.1 thì giả thiết Ho bị bác bỏ, do đó ta kết luận chuỗi là chuỗi dừng và tiến hành hồi quy

6.2.1.2 Ước lượng mô hình

Dùng phương pháp bình phương bé nhất (OLS), hồi quy các danh mục theo phương trình (1) ta được kết quả sau:

Hệ số Beta của 6 danh mục đều dương cho thấy trong thời gian quan sát các chứng khoán trên sàn Hose biến động cùng chiều với thị trường Với nhóm các cổ phiếu nhỏ thì danh mục SV có β dương lớn nhất, và chỉ nhỏ hơn β của danh mục BN, cho thấy rằng các chứng khoán có quy mô nhỏ và có B/M thấp thì biến động mạnh mẽ hơn cả

t-statistic prob -13.06364 0.00000 1% level -3.466994

5% level -2.877544 10% -2.575381

6.2.1.3 Kiểm định giả thiết của OLS

 Giả thiết đối với các hệ số hồi quy

Kiểm định giả thiết đối với α

Ta kiểm định giả thiết Ho: α=0, H1: α # 0 Để kiểm định giả thiết này, ta dùng thống

kê tα/2(n-k) để kiểm định.Với mức ý nghĩa 5% và bậc tự do là n-k=180-2=178 (n là số quan sát, k là số hệ số có trong phương trình) tính được tα/2(178) =2.260522 tα/2(178) đều lớn hơn giá trị tuyết đối t của các hệ số chặn, nên ta có cơ sở chấp nhận Ho: α của các mô hình đều bằng 0

Kiểm định giả thiết đối với β

Kiểm định giả thiết Ho:β=0, H1: β #0

Dùng phương pháp tương tự với kiểm định α

Bảng kết quả giá trị t của hệ số β và kết quả kiểm định

 Kiểm định phương sai thuần nhất của các phần dư (U i )

Phương sai không đổi là một trong những giả thiết của mô hình hồi quy Để kiểm định giả thiết này, ta dùng kiểm định White đối với chuỗi phần dư

Giả thiết Ho: Phương sai của các phần dư là không đổi

Nếu Ho đúng thì nR2 có phân phối xấp xỉ với phân phối Chi- bình phương với k bậc

tự do, trong đó k là hệ số của mô hình ước lượng phần dư không kể hệ số chặn Nếu

nR2 vượt quá giá trị tới hạn (mức ý nghĩa α cho trước) thì giả thiết Ho bị bác bỏ, tức

mô hình hồi quy gốc có phương sai thay đổi Kết quả kiểm định White của 6 danh mục thể hiện ở bảng sau:

 Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư

Ta dùng kiểm định Breusch- Godfrey để kiểm định sự tương quan giữa các phần dư Với giả thiết Ho: không tồn tại tư tương quan giữa các phần dư So sánh nR2 với

 để đưa ra kết luận Nếu nR2 > 2( p ) thì bác bỏ Ho, ngược lại ta chấp nhận

Ho Hồi quy ta có bảng kết quả kirme định Breusch- Godfrey sau:

 Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Dùng F-statistic để kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy với giả thiết Ho: R2=0 Bảng kết quả kiểm định R2

Danh mục R2 Thống kê F Prob Chấp nhận hay bác bỏ

6.2.2 Kiểm định mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993)

6.2.2.1 Mô hình

Fama- French cho rằng ngoài nhân tố thị trường, TSSL chứng khoán chịu ảnh hưởng của nhân tố quy mô và nhân tố giá trị Do đó, hai ông đã thêm vào mô hình CAPM hai nhân tố là SMB, đại diện cho quy mô chứng khoán và nhân tố HML, thể hiện cho tỷ

số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (B/M) với mô hình hồi quy sau:

Ri(t)-RF(t)=αi + βi[RM(t)-RF(t)] + si*SMB(t) + hi*HML(t) + ei(t) (2)

Kiểm định tính dừng của dữ liệu

Trước khi đi vào mô hình hồi quy, ta tiến hành kiểm định tính dừng của các biến độc lập của mô hình Mô hình (2) gồm 3 biến độc lập là Rm – Rf, SMB, HML nhưng biến

Rm – Rf đã được kiểm định trước đó, nên bây giờ ta cần kiểm định tính dừng của SMB

t-statistic prob -12.34196 0.00000 1% level -3.466994

5% level -2.877544 10% -2.575381

(Phụ lục 5.1) Giá trị thống kê τ là -12.34196, trị tuyệt đối của τ đều lớn hơn τ0.01, τ0.05, τ0.1 nên ta kết luận chuỗi SMB là chuỗi dừng

Kiểm định Unit Root Test của chuỗi HML

t-statistic prob -12.76754 0.00000 1% level -3.466994

5% level -2.877544 10% -2.575381

(Phụ lục 5.1) Giá trị thống kê τ là -12.76754, trị tuyệt đối của τ đều lớn hơn τ0.01, τ0.05, τ0.1 nên chuỗi HML cũng là chuỗi dừng

6.2.2.2 Ước lượng mô hình

Ta tiến hành hồi quy các danh mục chứng khoán theo phương trình (2) thu được kết quả sau:

 Danh mục SG: Rt – Rf = 0.000359 + 0.791409*(Rm – Rf) + 0.329036*SMB(t) – 0.86030*HML(t)+ei

 Danh mục SN: Rt – Rf = -0.001741 + 0.938704*(Rm – Rf) + 0.480190*SMB(t) + 0.153997*HML(t)+ei

 Danh mục SV: Rt – Rf = -0.002681 + 1.132346*(Rm – Rf) + 0.513297*SMB(t) + 0.477261*HML(t)+ei

 Danh mục BG: Rt – Rf = -0.002184 + 1.002009*(Rm – Rf) - 0.651354*SMB(t) - 0.542470*HML(t)+ei

 Danh mục BN: Rt – Rf = -0.002735 + 1.199379*(Rm – Rf) – 0.190507*SMB(t) + 0.193457*HML(t)+ei

 Danh mục BV: Rt – Rf = 0.000856 + 0.661071*(Rm – Rf) – 0.835615*SMB(t) + 0.894240*HML(t) +ei

(Phụ lục 5.2)

Giống với kết quả trong mô hình CAPM, hệ số chặn của các mô hình xấp xỉ giá trị 0

và cũng không có ý nghĩa thống kê Nên các chứng khoán khi được định giá bằng mô hình 3 nhân tố của Fama- French cũng được định giá đúng (Xem bảng kết quả ý nghĩa thống kê ở bảng sau)

Hệ số β của 6 danh mục đều dương và có ý nghĩa thống kê, giống với kết quả của mô hình CAPM Trong bài nghiên cứu này thì chỉ có danh mục BV là có hệ số β = 0.661071, hơi xa giá trị 1, còn các danh mục khác đều xoay quanh giá trị 1 Kết quả này khá giống như kết quả của Fama- French 1993 khi kiểm định ở thị trường chứng khoán Hoa Kỳ, các hệ số của nhân tố thị trường đều dương và có kết quả xoay quanh giá trị 1

Các hệ số đối với nhân tố phần bù quy mô SMB có sự khác biệt giữa các chứng khoán

có quy mô lớn (Big) và nhỏ (Small) Hệ số SMB đối với 3 danh mục nhóm chứng khoán có quy mô nhỏ (SG,SN, SV) là dương nhưng đối với 3 danh mục các chứng khoán có quy mô lớn (Big) thì lại âm Nghĩa là, trong cùng một nhóm B/M thì hệ số của SMB giảm khi quy mô tăng Kết quả này giống với Fama- French 1993 khi hai ông phân chia các chứng khoán theo 5 nhóm quy mô thì nhóm chứng khoán có quy

mô lớn nhất cũng mang hệ số SMB âm và đối với nhóm quy mô nhỏ nhất hệ số SMB cũng dương và lớn nhất Kết hợp điều này với kết quả TSSL trung bình của dãy SMB

là dương cho thấy TSSL chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2009-2012 và nhân tố quy mô có mối quan hệ ngược chiều nhau

Đối với nhân tố HML, kết quả của các hệ số của HML cũng khá giống với Fama- French 1993 Hệ số HML âm ở 2 danh mục có B/M thấp đó là danh mục SG và BG, còn 4 danh mục còn lại, HML đều cho hệ số dương Theo Fama- French thì HML âm

ở 5 danh mục thuộc nhóm có B/M thấp, còn lại đều dương Kết quả cũng cho thấy trong cùng một nhóm quy mô thì hệ số của HML tăng từ trái sang phải, tương ứng với

tỷ lệ B/M Cụ thể hơn, trong cùng nhóm quy mô nhỏ thì hệ số HML lần lượt là: SG<SN<SV tương ứng với - 0.86030<0.153997<0.477261, hệ số của các danh mục

có quy mô lớn cũng vậy: BG<BN<BV, tương ứng - 0.542470<0.193457<0.894240 Nhưng kết quả thống kê HML thì lại cho ra giá trị trung bình âm Giải thích cho điều này có thể là do trong giai đoạn lấy mẫu TSSL chứng khoán trên sàn Hose luôn trong tình trạng giảm điểm, chỉ có vài phiên tăng điểm nên các chứng khoán trong mẫu phần

lớn có TSSL trung bình âm, điều đó làm có thể làm cho giá trị trung bình của HML

âm

6.2.2.3 Kiểm định các giả thiết của OLS

 Giả thiết đối với các hệ số hồi quy

Ta kiểm định giả thiết Ho: Hệ số hồi quy =0, H1: Hệ số hồi quy # 0 Để kiểm định giả thiết này, ta dùng thống kê tα/2(n-k) Với mức ý nghĩa 5% và bậc tự do là n-k=180-4=176 (n là số quan sát, k là số hệ số có trong phương trình) tính được tα/2(176)

=2.260741 Ta so sánh tα/2(176) với t của các hệ số để đưa ra kết luận

0.8325 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Chấp nhận Ho

0.2700 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho

0.1293 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho

0.2213 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho

0.2374 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho

0.6503 0.0000 0.0000 0.0000

Chấp nhận Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho Bác bỏ Ho

Đối với hệ số α, cả 6 danh mục đều có giá trị thống kê t< tα/2(176) với mức ý nghĩa 0.05 nên ta Bác bỏ Ho bỏ giả thiết α=0 đối với 6 danh mục Mô hình đưa ra dự báo đúng TSSL thị trường chứng khoán Việt Nam

Hệ số β của 6 danh mục đều khác 0 và có ý nghĩa thống kê thông qua giá trị t và p- value là rất nhỏ

Đối với hệ số s, nhân tố quy mô, thì có 5/6 danh mục chấp nhận giả thiết Ho là s khác

0 ở mức ý nghĩa 5%, tuy nhiên khi chọn mức ý nghĩa là 10% thì danh mục còn lại cũng cho kết quả tương tự 5 danh mục kia, hệ số s khác 0 Do đó, ta có thể kết luận nhân tố quy mô là nhân tố có có liên quan đến TSSL thị trường chứng khoán, và phù hợp để đưa vào mô hình

Đối với nhân tố HML, hệ số h khác 0 đối với 5 trường hợp, đối với danh mục SG thì

ta chấp nhận giả thiết h bằng 0 Với mức ý nghĩa 10% thì hệ số h vẫn không thể Bác

bỏ Ho bỏ được giả thiết Ho Do đó, ta có thể kết luận nhân tố giá trị không thể giải thích cho TSSL chứng khoán đối với danh mục SG Để khẳng định điều này, ta dùng kiểm định Wald để xem thử biến HML có thật sự cần thiết đối với danh mục SG hay không Ta được bảng kết quả sau:

Value Prob F-statistic 2.730306 0.1002 Chi-square 2.730306 0.0985

(Phụ lục 5.3) Kết quả thống kê F của kiểm đinh bằng 2.730306 <F5%(1,176)=3.894838, kết hợp với p-value = 0.1002 là lớn nên ta chấp nhận giả thiết hệ số h bằng 0 Do đó, biến HML không giải thích được trong mô hình của danh mục SG

 Kiểm định phương sai thuần nhất của các phần dư (U i )

Dùng kiểm định White đối với chuỗi phần dư để xem thử phương sai của chuỗi có thuần nhất hay không

Giả thiết Ho: Phương sai của các phần dư là không đổi

Nếu Ho đúng thì nR2 có phân phối xấp xỉ với phân phối Chi- bình phương với k bậc

tự do, trong đó k là hệ số của mô hình ước lượng phần dư không kể hệ số chặn Nếu

nR2 vượt quá giá trị tới hạn (mức ý nghĩa α cho trước) thì giả thiết Ho bị bác bỏ, tức

mô hình hồi quy gốc có phương sai thay đổi Kết quả kiểm định White của 6 danh mục đối với mô hình 3 nhân tố của Fama- French thể hiện ở bảng sau:

 Kiểm định tự tương quan giữa các phần dư

Ta dùng kiểm định Breusch- Godfrey để kiểm định sự tương quan giữa các phần dư Với giả thiết Ho: không tồn tại tư tương quan giữa các phần dư So sánh nR2 với

 để đưa ra kết luận Nếu nR2 > 2( p ) thì bác bỏ Ho, ngược lại ta chấp nhận

Ho Hồi quy ta có bảng kết quả kirme định Breusch- Godfrey sau:

quan bậc nhất giữa các phần dư, đó là các cổ phiếu của danh mục BN, kết quả này giống với kết quả khi kiểm định bằng mô hình CAPM

Các trường hợp phương sai thay đổi và tự tương quan sẽ được so sánh với mô hình 4 nhân tố của Carhart để xem thử mô hình được chọn có chính xác không và sau đó sẽ tìm cách khắc phục

 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến