ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố hồ chí minh

TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ KHOA KINH TẾ - QUẢN TRỊ KINH DOANH NGUYỄN LÊ PHÚC THỊNH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH LUẬN VĂN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC Ngành Tài chính – Ngân hàng Mã số ngành: 52340201 12 - 2013 i TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ KHOA KINH TẾ - QUẢN TRỊ KINH DOANH NGUYỄN LÊ PHÚC THỊNH MSSV: 4104471 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH LUẬN VĂN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC NGÀNH TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Mã số ngành: 52340201 CÁN BỘ HƯỚNG DẪN TS. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC 12 - 2013 ii LỜI CẢM TẠ Để củng cố những kiến thức đã học và thực hành kỹ năng nghiên cứu khoa học, tôi đã tiến hành thực hiện và hoàn thành luận văn này với sự hướng dẫn tận tình của thầy Trương Đông Lộc. Nay tôi xin được chân thành cảm ơn thầy và xin được gửi những lời chúc tốt đẹp nhất đến thầy. Kính chúc thầy luôn dồi dào sức khỏe và thành công trong công việc cũng như trong cuộc sống. Cần Thơ, ngày 2 tháng 12 năm 2013 Người thực hiện Nguyễn Lê Phúc Thịnh i CAM KẾT Tôi xin cam kết luận văn này được hoàn thành dựa trên các kết quả nghiên cứu của tôi và các kết quả nghiên cứu này chưa được dùng cho bất cứ luận văn cùng cấp nào khác. Cần Thơ, ngày 2 tháng 12 năm 2013 Người thực hiện Nguyễn Lê Phúc Thịnh ii MỤC LỤC Trang Mục lục……………………………………...…..... Danh mục bảng…………………………...…..…... Danh mục hình......................................................... Chương 1 GIỚI THIỆU............................................................................ 1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu………………………………...… 1.2 Mục tiêu nghiên cứu.......................................................... 1.2.1 Mục tiêu chung……………………………………. 1.2.2 Mục tiêu cụ thể......................................................... 1.3 Phạm vi nghiên cứu……………………………………... 1.3.1 Phạm vi không gian……………………….………. 1.3.2 Phạm vi thời gian…………………………………. 1.3.3 Đối tượng nghiên cứu…………………………….. Chương 2 CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU..... 2.1 Cơ sở lý luận…………………………………………..... 2.1.1 Mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) và mô hình chỉ số đơn (SIM)....................................................... 2.1.2 Lý thuyết chênh lệch giá (Arbitrage Pricing Theory). 2.1.3 Lý thuyết kỳ vọng hợp lý……………...………….. 2.2 Lược khảo tài liệu liên quan đến đề tài nghiên cứu…...… 2.3 Phương pháp nghiên cứu………………………………... 2.3.1 Phương pháp thu thập số liệu................................... 2.3.2 Phương pháp phân tích số liệu……………………. 2.3.3 Lý giải về phương pháp xử lý số liệu……………... Chương 3 TỔNG QUAN TÌNH HÌNH KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM VÀ SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH.......................................................................... 3.1 Tổng quan về tình hình kinh tế vĩ mô Việt Nam từ năm 2000 đến nửa đầu năm 2013……………………….……. 3.1.1 Tăng trưởng GDP…………………………………. 3.1.2 Chỉ số giá tiêu dùng……………………………..... 3.1.3 Giá vàng và tỷ giá VND/USD…………………...... 3.2 Quá trình hình thành và phát triển của HOSE................... 3.2.1 Khái quát về sự hình thành HOSE........................... 3.2.2 Sự phát triển của HOSE từ giai đoạn hình thành đến nửa đầu năm 2013............................................. iii iii vi vii 1 1 1 1 2 2 2 2 2 3 3 3 7 9 9 12 12 13 15 17 17 17 20 24 31 31 32 3.2.3 Một số thành tựu và hạn chế của thị trường chứng khoán Việt Nam……………………..……………. Chương 4 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN HOSE 4.1 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu công ty cổ phần sữa Việt Nam………………… 4.1.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu VNM…………. 4.1.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VNM………………. 4.2 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu tổng công ty khí Việt Nam……………………. 4.2.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu GAS………….. 4.2.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu GAS………………... 4.3 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần công thương Việt Nam........................................................................... 4.3.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu CTG……...... 4.3.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu CTG………………... 4.4 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần ngoại thương Việt Nam………………………………………………... 4.4.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu VCB………. 4.4.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VCB……………….. 4.5 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu công ty cổ phần – Tập đoàn Masan……............ 4.5.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu MSN………...... 4.5.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu MSN……………...... 4.6 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu công ty cổ phần – Tập đoàn Vingroup………… 4.6.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu VIC…………… 4.6.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VIC………………… 4.7 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu công ty cổ phần - Tập đoàn Bảo Việt…………. 4.7.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu BVH………...... 4.7.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu BVH……………...... 4.8 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn thương tín………………………………………………………... 4.8.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu STB……….. 4.8.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu STB………………... 4.9 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần xuất nhập khẩu Việt Nam.............................................................................. 4.9.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu EIB………...…. iv 38 40 40 40 40 41 41 41 46 46 46 47 47 48 50 50 50 53 53 53 55 55 55 57 57 57 59 59 4.9.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu EIB……………...…. 4.10 Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu tổng công ty phân bón và hóa chất dầu khí…… 4.10.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu DPM………... 4.10.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu DPM……………... 4.11 Tổng hợp kết quả nghiên cứu…………………………… Chương 5 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ……………………………...... 5.1 Kết luận…………………………………………………. 5.2 Kiến nghị………………………………………………... TÀI LIỆU THAM KHẢO………………………………………………. PHỤ LỤC……………………………………………………………...... v 60 61 61 62 63 67 67 68 69 71 DANH MỤC BẢNG STT 2.1 4.1 4.2 4.3 4.4 4.5 4.6 4.7 4.8 4.9 4.10 4.11 4.12 4.13 4.14 4.15 4.16 4.17 Tên bảng Trang Diễn giải các biến độc lập............................................................ 14 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty sữa Việt Nam…… 39 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty khí Việt Nam….... 41 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty khí Việt Nam đã cải thiện thông qua điều chỉnh sớm một thời kỳ các biến độc lập…………………………………………………………. 42 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu CTG…………………….. 45 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu VCB…………………….. 47 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu VCB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến tỷ giá sớm 1 thời kỳ……………………...... 48 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty cổ phần Masan…. 50 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty cổ phần Masan đã cải thiện thông qua điều chỉnh tỷ giá sớm 1 thời kỳ………….... 51 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu tập đoàn VinGroup……... 52 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu tập đoàn VinGroup đã cải thiện bằng cách hồi quy biến tỷ giá sớm một thời kỳ………….. 53 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu BVH…………………….. 54 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu BVH đã cải thiện bằng cách hồi quy biến CPI sớm 1 thời kỳ…………………………...... 55 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu STB……………………... 57 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu STB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến vàng sớm 1 thời kỳ……………...……………. 57 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu EIB…………………….... 59 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu EIB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến CPI sớm một thời kỳ………………………………... 59 Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu DPM…………………….. 61 vi DANH MỤC HÌNH STT Tên hình 2.1 Quan hệ giữa lợi nhuận cổ phiếu và hệ số β biểu diễn bằng đường thị trường chứng khoán……………………………….... Tăng trưởng GDP ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2012................ Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2012... Thay đổi giá vàng và tỷ giá VND/USD ở Việt Nam giai đoạn 2002 -2012.....………………………………………………….. Diễn biến thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 01/2001 - 06/2013……………………………………………… 3.1 3.2 3.3 3.4 vii Trang 6 16 19 23 31 CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU 1.1 ĐẶT VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Sự ra đời của thị trường chứng khoán Việt Nam được đánh dấu bằng việc đưa vào vận hành Trung tâm giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh vào ngày 20/07/2000. Trải qua nhiều năm thăng trầm sóng gió với nhiều cột mốc nổi bật trong giai đoạn 13 năm xây dựng hình thành, cho đến ngày hôm nay thị trường chứng khoán Việt Nam đã phần nào hòa nhập và theo được tiến độ phát triển của thế giới . Tuy nhiên với việc hạn chế về trình độ chuyên môn và kinh nghiệm tích lũy, thị trường chứng khoán của nước ta vẫn được xem như là một canh bạc thật sự với việc các nhà đầu tư vẫn còn dựa dẫm quá nhiều vào cảm tính và tâm lý bầy đàn trong quá trình ra quyết định. Từ đó càng làm mất cân bằng thêm giữa quan hệ rủi ro và lợi nhuận, kéo theo sự suy giảm tính chuyên nghiệp cho bản thân kênh dẫn vốn đầu tư và làm cho tiềm năng phát triển của thị trường trong tương lai bị ảnh hưởng ít nhiều. Vấn đề nghiên cứu thị trường để hỗ trợ cho các nhà đầu tư đã được triển khai từ lâu ở các nước có thị trường chứng khoán phát triển nhưng đối với nước ta đó vẫn còn là một lĩnh vực khá mới mẻ, hầu hết việc phân tích do bản thân các nhà đầu tư đưa ra vẫn còn mang tính chủ quan và chủ yếu dựa vào kinh nghiệm tích lũy của bản thân. Một trong những yếu tố được suy xét đầu tiên trong tiến trình ra quyết định đầu tư đó chính là sự thay đổi của các yếu tố vĩ mô đối với nền kinh tế. Với những thông tin vĩ mô được Chính phủ đưa ra, luôn luôn có những nhận định, dự đoán về xu hướng phát triển của thị trường. Tuy nhiên tác động thực sự ra sao của các yếu tố vĩ mô đối với việc sinh lời của cổ phiếu thông qua việc lượng hóa chính xác vẫn còn là điều nan giải và chưa được quan tâm đúng mức. Với những lý do trên, em quyết định chọn đề tài: “Ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh” cho việc nghiên cứu với mục tiêu mang đến cho các nhà đầu tư một cái nhìn mới hơn về việc tiếp nhận thông tin vĩ mô để có những quyết định đúng đắn khi tham gia thị trường, tạo tiền đề cho việc hoàn thiện và nâng cao hiệu quả hoạt động của thị trường trong tương lai. 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu chung Mục tiêu chung của đề tài này là đo lường ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỉ suất sinh lời của một số cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng 1 khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE), trên cơ sở đó cung cấp cho nhà đầu tư một cái nhìn toàn diện về xu thế thị trường dựa vào biến động của các yếu tố vĩ mô đồng thời đề xuất ra một số giải pháp nhằm hỗ trợ cho việc đầu tư tốt hơn trong tương lai. 1.2.2 Mục tiêu cụ thể - Mô tả tổng quan về tình hình kinh tế vĩ mô ở Việt Nam và sự phát triển của HOSE trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2002 đến tháng 6 năm 2013. - Phân tích sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của một số cổ phiếu trên HOSE. - Đề xuất một số giải pháp nhằm giúp các nhà đầu tư tiếp cận thị trường tốt hơn. 1.3 PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.3.1 Phạm vi không gian Đề tài được thực hiện dựa trên số liệu của Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh tại Việt Nam. 1.3.2 Phạm vi thời gian - Thời gian thực hiện đề tài từ ngày 12/08/2013 đến ngày 02/12/2013. - Đề tài được thực hiện dựa trên số liệu thu thập từ tháng 1 năm 2002 đến nửa đầu năm 2013. 1.3.3 Đối tượng nghiên cứu Đề tài tập trung vấn đề phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô đối với tỷ suất sinh lời một số loại cổ phiếu được niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. 2 CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 CƠ SỞ LÝ LUẬN 2.1.1 Mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) và mô hình chỉ số đơn (SIM) Mô hình định giá tài sản vốn được giới thiệu vào giữa những năm 1960 do William Sharpe (1964), Lintner (1965) và Mossin (1966) phát triển dựa trên lý thuyết danh mục đầu tư Markowitz và được ứng dụng cho đến nay. Nó được xem là một trong những chủ đề đầy thách thức trong lĩnh vực kinh tế tài chính và là một phát triển quan trọng của lý thuyết vốn. Mô hình sử dụng các giả định khác nhau về thị trường và hành vi của nhà đầu tư để đưa ra các điều kiện cân bằng cho phép dự đoán thu nhập của tài sản đầu tư tương ứng với mức độ rủi ro hệ thống hay rủi ro không thể đa dạng hóa của tài sản. Mô hình định giá tài sản vốn được sử dụng là một thước đo rủi ro hệ thống và có thể được dùng để so sánh với các tài sản khác trên thị trường. Về mặt lý thuyết, sử dụng thước đo rủi ro này cho phép nhà đầu tư cải thiện danh mục đầu tư và nhà quản lý tìm thấy tỷ suất lợi nhuận yêu cầu. Mô hình mô tả mối quan hệ giữa lợi nhuận kỳ vọng và rủi ro, theo đó lợi nhuận kỳ vọng bằng lợi nhuận phi rủi ro (risk –free) cộng với một khoản bù đắp rủi ro dựa trên cơ sở rủi ro hệ thống của chứng khoán đó. Còn rủi ro phi hệ thống không được xem xét trong mô hình do nhà đầu tư có thể xây dựng danh mục đầu tư đa dạng hóa để giảm thiểu rủi ro này.  Mô hình định giá tài sản vốn được xây dựng dựa trên các giả định: (1) Nhà đầu tư nắm giữ danh mục đầu tư đa dạng Giả định này có nghĩa là nhà đầu tư sẽ chỉ mong muốn có được lợi nhuận cho rủi ro hệ thống của danh mục đầu tư mà họ nắm giữ, bởi vì rủi ro phi hệ thống được loại trừ. (2) Nhà đầu tư ra quyết định đầu tư trong cùng một khoảng thời gian. Tiêu chuẩn về thời gian nắm giữ là một giả định của mô hình để có thể so sánh lợi nhuận của các chứng khoán khác nhau. Chẳng hạn, lợi nhuận 6 tháng không thể so sánh với lợi nhuận 12 tháng. (3) Nhà đầu tư có thể vay và cho vay ở mức tỷ suất lợi nhuận phi rủi ro Đây là một giả định của lý thuyết danh mục đầu tư mà mô hình đã được phát triển từ lý thuyết này và đưa ra mức lợi nhuận kỳ vọng tối thiểu bởi nhà 3 đầu tư. Tỷ suất lợi nhuận phi rủi ro tương ứng với điểm cắt của đường thị trường chứng khoán (SML) với trục y là trục biểu diễn lợi nhuận. (4) Thị trường vốn là hoàn hảo Giả định này có nghĩa là tất cả các chứng khoán đều được đánh giá đúng. Một thị trường vốn hoàn hảo đòi hỏi: - Không có thuế và chi phí giao dịch. - Thông tin hoàn hảo được cung cấp sẵn có và miễn phí cho tất cả các nhà đầu tư, kết quả là các nhà đầu tư có sự kỳ vọng như nhau. - Nhà đầu tư không thích rủi ro và với mong muốn tối đa hóa hữu dụng của họ. - Có nhiều người mua và người bán trên thị trường và không có nhà đầu tư nào đủ lớn để ảnh hưởng đến giá của một loại chứng khoán nào đó.  Nội dung của mô hình định giá tài sản vốn (1) Tất cả nhà đầu tư lựa chọn danh mục đầu tư thị trường là danh mục đầu tư tối ưu của họ. Danh mục đầu tư thị trường bao gồm tất cả các tài sản trong nền kinh tế với tỷ trọng của từng tài sản trong danh mục đầu tư thị trường cân xứng với tỷ trọng của nó trong nền kinh tế. Bởi vì tất cả nhà đầu tư có sự đồng nhất về kỳ vọng như nhau và sử dụng đầu vào (Input list) như nhau, họ sẽ chọn từng danh mục đầu tư có sự đồng nhất về rủi ro và danh mục này nằm trên đường biên hiệu quả, nó nằm trên đường tiếp tuyến vẽ từ tài sản phi rủi ro nếu bất kỳ tài sản nào ngoài danh mục đầu tư đó. Mô hình định giá tài sản vốn có dạng: E ( Ri )  E ( R f )  [ E ( Rm )  E ( R f )]   i (2.1) Trong đó: - E(Ri) là tỷ suất sinh lời kỳ vọng của tài sản thứ i; - E(Rf) là tỷ suất sinh lời kỳ vọng của tài sản phi rủi ro; - E(Rm) là tỷ suất sinh lời kỳ vọng của thị trường; - βi được xem như rủi ro hệ thống của tài sản thứ i với βi = cov(Ri,Rm)/var(Rm). (2) Quan hệ giữa lợi nhuận cá biệt và lợi nhuận thị trường – Đường đặc thù chứng khoán (The security characteristic line) 4 Đường đặc thù thị trường chứng khoán là đường thẳng mô tả mối quan hệ giữa lợi nhuận của một chứng khoán cá biệt với lợi nhuận của danh mục đầu tư thị trường (Market portfolio). Danh mục đầu tư thị trường là danh mục đại diện cho các cơ hội đầu tư trên thị trường vốn. Hệ số β được định nghĩa như là hệ số đo lường mức độ biến động lợi nhuận cổ phiếu cá biệt so với mức độ biến động lợi nhuận danh mục thị trường. Cho nên β có thể được xem như là hệ số đo lường rủi ro của chứng khoán. (3) Quan hệ giữa lợi nhuận và rủi ro Giả định của mô hình là nhà đầu tư ngại rủi ro. Vì vậy, khi quyết định đầu tư, nhà đầu tư luôn cân nhắc sự đánh đổi giữa lợi nhuận và rủi ro. Gọi i là tài sản nhà đầu tư xem xét đầu tư và Ri là tỷ suất lợi nhuận kỳ vọng khi nhà đầu tư quyết định đầu tư vào tài sản i. - Nếu đầu tư vào tài sản phi rủi ro, tức tài sản đầu tư i chính là tín phiếu kho bạc thì nhà đầu tư kỳ vọng thu được tỷ suất lợi nhuận phi rủi ro Rf. Khi đó, tỷ suất lợi nhuận kỳ vọng của nhà đầu tư là E(Ri)= Rf. - Tuy nhiên việc đầu tư vào tài sản phi rủi ro có tỷ suất lợi nhuận thấp, do đó muốn nâng cao tỷ suất lợi nhuận, nhà đầu tư xem xét đầu tư vào tài sản rủi ro hơn tài sản phi rủi ro. Nếu chọn đầu tư vào danh mục đầu tư thị trường, nhà đầu tư kỳ vọng thu được tỷ suất lợi nhuận bằng tỷ suất lợi nhuận đầu tư danh mục thị trường Rm. Rm lớn hơn Rf vì danh mục đầu tư thị trường rủi ro hơn tín phiếu kho bạc, do đó chênh lệch (Rm - Rf) được xem như phần bù rủi ro để nhà đầu tư chấp nhận đầu tư vào danh mục thị trường thay vì đầu tư vào tài sản phi rủi ro. Như vậy, nếu đầu tư vào danh mục thị trường thì tỷ suất lợi nhuận kỳ vọng của nhà đầu tư sẽ là E(Ri)= E(Rf)+ E[(Rm – Rf)]. - Danh mục đầu tư thị trường là danh mục đầu tư đại diện cho toàn bộ cơ hội đầu tư trên thị trường vốn – một danh mục lý thuyết chứ không phải là danh mục thực tế. Do vậy, thực tế nhà đầu tư không thể đầu tư vào danh mục thị trường mà đầu tư vào một tài sản hay một danh mục tài sản cụ thể. Tài sản này có thể có rủi ro thấp hơn, hoặc bằng, hoặc cao hơn rủi ro của danh mục đầu tư thị trường. Quan hệ giữa rủi ro của tài sản đó so với rủi ro của danh mục đầu tư thị trường được đo lường bởi hệ số β. - Mô hình định giá tài sản vốn biểu diễn mối quan hệ giữa lợi nhuận và rủi ro có dạng hàm số bậc nhất y = b + ax với biến phụ thuộc là E(Ri), biến độc lập là βi với tung độ gốc là (Rm - Rf). Về mặt hình học, mối quan hệ giữa 5 lợi nhuận kỳ vọng của tài sản hay cổ phiếu i và hệ số rủi ro beta được biểu diễn bằng đường thẳng có tên gọi là đường thị trường chứng khoán (SML). R SML Rm Khoảng gia tăng bù đắp rủi ro Rf Lợi nhuận phi rủi ro 0 β 1 Hình 2.1 Quan hệ giữa lợi nhuận cổ phiếu và hệ số β biểu diễn bằng đường thị trường chứng khoán + Nếu β = 0 thì lợi nhuận kỳ vọng của chứng khoán bằng lợi nhuận phi rủi ro [(E(Ri) = E(Rf)]. + Nếu β = 1 thì lợi nhuận kỳ vọng của chứng khoán bằng lợi nhuận danh mục đầu tư thị trường [E(Ri) = E(Rm)]. - Quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán và hệ số rủi ro β là quan hệ tuyến tính được diễn tả bởi đường thị trường chứng khoán có hệ số góc là Rm - Rf.  Ước lượng β và mô hình chỉ số đơn (SIM) Nhìn lại vào giả thiết của mô hình định giá tài sản vốn, ta có thể nhận thấy một số giả thiết không thể phù hợp với thị trường thế giới nói chung và Việt Nam nói riêng. Điển hình là giả thiết thị trường hoàn hảo nói về việc không có thuế, phí giao dịch và thông tin luôn sẵn có cho nhà đầu tư. Đó là những điều hoàn toàn không thể xảy ra. Vì vậy, trên thực tế người ta thường sử dụng mô hình chỉ số đơn (SIM) để tính β. Bởi vì theo một nghiên cứu thực nghiệm của William Sharpe vào năm 1963 đã chỉ ra sự sai lệch không đáng kể giữa hệ số β được ước lượng bởi mô hình chỉ số đơn với kết quả từ việc sử dụng phân tích Makowitz đầy đủ trực tiếp trên các chứng khoán. Đối với mô hình chỉ số đơn, những giả thiết mà chúng ta cần có là: (1) Có 2 nguồn ảnh hưởng đến sự biến động của lợi tức chứng khoán là các nhân tố vĩ mô và nhân tố thuộc về chính bản thân công ty. (2) Các nhân tố thuộc về công ty thì độc lập giữa các công ty 6 (3) Có một chỉ số nào đó đại diện cho ảnh hưởng của tất cả các nhân tố vĩ mô. Mô hình chỉ số đơn có dạng: Ri = ai + βiRm + εi (2.2) Trong đó: - Ri là tỷ suất sinh lời của chứng khoán i; - ai là phần tỷ suất sinh lời kỳ vọng độc lập với thị trường; - Rm là tỷ suất sinh lời trên một chỉ số thị trường chứng khoán nào đó; - εi là phần tỷ suất sinh lời không kỳ vọng độc lập với thị trường; - βi là hệ số đo lường độ nhạy giữa tỷ suất sinh lời trên chứng khoán i đối với tỷ suất sinh lời trên chỉ số thị trường. Lúc này ta có thể ước lượng β bằng cách thực hiện ước lượng bình phương bé nhất (OLS) trong khoảng thời gian đủ lớn giữa lợi tức của chứng khoán i và thị trường. 2.1.2 Lý thuyết chênh lệch giá (Arbitrage Pricing Theory) Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) do Stephen Ross, một giáo sư chuyên về kinh tế học và tài chính đưa ra trong những năm 70 của thế kỷ XX. Lý thuyết chênh lệch giá sử dụng các yếu tố rủi ro mang tính vĩ mô để giải thích tỷ suất sinh lời của chứng khoán. Lý thuyết này không nói các yếu tố vĩ mô đó là gì: có thể là yếu tố giá dầu, yếu tố lãi suất… Lợi nhuận từ danh mục thị trường có thể là một yếu tố, nhưng cũng có thể không. Một số chứng khoán có thể nhạy cảm với một yếu tố cụ thể hơn các chứng khoán khác. Đối với một chứng khoán riêng lẻ, có hai nguồn rủi ro. Thứ nhất là rủi ro nảy sinh từ các sự kiện khả dĩ có tính chuyên biệt đối với công ty. Sự đa dạng hóa loại trừ được rủi ro chuyên biệt, và các nhà đầu tư đã đa dạng hóa vì thế có thể bỏ qua nó khi quyết định liệu có nên mua hay bán một chứng khoán. Thứ hai là rủi ro xuất phát từ các yếu tố kinh tế vĩ mô phổ biến và cho dù chúng ta có đa dạng hóa danh mục thế nào, chúng ta cũng không thể nào tránh khỏi những ảnh hưởng do những nhân tố này gây ra.  Phương trình của lý thuyết chênh lệch giá (APT): Yit = βi0 + βijXj + εi Trong đó: - Yit là tỷ suất sinh lời của tài sản có rủi ro; 7 (2.3) - βi0 là tỷ suất sinh lời kỳ vọng của tài sản có rủi ro; - Xj là yếu tố kinh tế vĩ mô thứ j; - βij là mức nhạy cảm của tài sản với nhân tố vĩ mô thứ j (beta nhân tố); - εi là biến động ngẫu nhiên riêng có của tài sản rủi ro, trung bình bằng 0.  Xác định các nhân tố Cũng giống như mô hình định giá tài sản vốn, các beta xác định nhân tố được tìm thấy thông qua hồi quy tuyến tính của tỷ suất sinh lời các chứng khoán trong lịch sử. Nhưng không giống mô hình định giá tài sản vốn, lý thuyết chênh lệch giá tự nó không bộc lộ các nhân tố xác định giá của nó. Số lượng và tính tự nhiên của của các nhân tố này thường thay đổi theo thời gian và không hoàn toàn giống nhau giữa các nền kinh tế. Các yếu tố có thể ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của tài sản có đặc điểm: - Ảnh hưởng của chúng lên sự thay đổi không mong đợi trong giá tài sản là rõ ràng. - Chúng nên đại diện cho các ảnh hưởng không thể đa dạng hóa (đề cập đến các yếu tố kinh tế vĩ mô hơn là các yếu tố riêng có của công ty). - Đòi hỏi tính đều đặn và thông tin chính xác của các biến. - Mối quan hệ nên được xem xét trên nền tảng kinh tế. Roll và Ross (1994) đã nghiên cứu và cho rằng các yếu tố quan trọng quyết định lợi nhuận của cổ phiếu là: - Sự thay đổi tỷ lệ lạm phát kỳ vọng. - Sự thay đổi bất ngờ của tỷ lệ lạm phát. - Sự thay đổi bất ngờ của chênh lệch lãi suất giữa trái phiếu xếp hạng thấp và trái phiếu xếp hạng cao. - Sự thay đổi bất ngờ của chênh lệch lãi suất giữa trái phiếu ngắn hạn và trái phiếu dài hạn. Một số nhân tố khác có thể được sử dụng là : - Lãi suất ngắn hạn. - Khác biệt giữa lãi suất ngắn hạn và lãi suất dài hạn. - Một chỉ số chứng khoán được đa dạng hóa ví dụ như S&P500, chỉ số Composite NYSE. - Sự thay đổi trong giá vàng hoặc giá các kim loại quý khác. 8 - Sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái.  Các giả định của Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (1) Tỷ suất sinh lời có thể được mô tả bằng một mô hình nhân tố. (2) Không có các cơ hội kinh doanh chênh lệch. (3) Có một số lượng lớn các chứng khoán, vì thế có thể thiết lập các danh mục đầu tư đa dạng hóa rủi ro riêng của từng loại chứng khoán riêng lẻ. Giả định này cho phép chúng ta xác nhận rằng rủi ro riêng không tồn tại. (4) Thị trường tài chính không có các bất hoàn hảo. 2.1.3 Lý thuyết kỳ vọng hợp lý Kỳ vọng hợp lý (Rational expectations) là một giả thuyết trong kinh tế học nói rằng các dự đoán của bên liên quan về giá trị của các biến kinh tế không sai một cách có hệ thống và độ lệch so với giá trị thực là ngẫu nhiên. Một phương thức công thức hóa các kỳ vọng hợp lý là các kỳ vọng nhất quán với mô hình, theo đó các bên tham gia trong mô hình giả sử rằng dự đoán của mô hình là đúng. Giả sử về kỳ vọng hợp lý được sử dụng trong nhiều mô hình kinh tế vĩ mô đương đại, lý thuyết trò chơi và các ứng dụng khác trong lý thuyết lựa chọn hợp lý. Lý thuyết kỳ vọng hợp lý định nghĩa kỳ vọng hợp lý là các kỳ vọng giống hệt các phán đoán tốt nhất về tương lại sau khi đã sử dụng tất cả các thông tin có sẵn. Như vậy, nó giả sử rằng kết quả đầu ra được dự báo không khác biệt cơ bản với kết quả của cân bằng thị trường. Theo đó, người ta không mắc lỗi hệ thống khi dự báo tương lai, và các sai lệch của dự báo mang tính ngẫu nhiên. Trong một mô hình kinh tế, lý thuyết này giả sử rằng giá trị kỳ vọng của một biến số sẽ bằng với giá trị được mô hình dự đoán. 2.2 LƯỢC KHẢO TÀI LIỆU LIÊN QUAN ĐẾN ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU Cho đến nay, trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu về việc ứng dụng lý thuyết mô hình kinh doanh chênh lệch giá (APT) vào việc đo lường ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến giá cổ phiếu. Với đặc điểm của mô hình kinh doanh chênh lệch giá là các yếu tố đưa vào mô hình không được xác định cụ thể, tùy vào hoàn cảnh cụ thể của từng đất nước, từng nền kinh tế khác nhau mà việc lựa chọn các yếu tố đưa vào mô hình cũng khác nhau. Trong nghiên cứu, các tác giả thường sử dụng một trong hai cách tiếp cận sau: một là phân tích nhân tố dựa trên các chuỗi số liệu có sẵn để tìm ra các yếu tồ cần đưa vào mô hình, hai là các yếu tố vĩ mô đưa vào mô hình sẽ do người nghiên cứu tự lựa chọn. Sau khi đã lựa chọn được các yếu tố vĩ mô để đưa vào mô hình kinh doanh 9 chênh lệch giá, phương pháp phân tích hồi quy sẽ được thực hiện để ước lượng các hệ số của từng yếu tố và xác định xem có tồn tại mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu hay không. Sau đây là một số nghiên cứu thực nghiệm có liên quan đến vấn đề nghiên cứu: Chen và các cộng sự (1986) đã xem xét ảnh hưởng của 7 biến vĩ mô đến lợi nhuận thị trường, các biến đó là: chênh lệch giữa lãi suất ngắn hạn và dài hạn, sản phẩm công nghiệp, phần bù rủi ro, lạm phát, lợi nhuận thị trường, sức mua và giá dầu trong giai đoạn từ tháng 01/1953 đến tháng 12/1984. Họ nhận thấy rằng có một vài biến vĩ mô có ý nghĩa trong việc giải thích lợi nhuận mong đợi của cổ phiếu. Cụ thể yếu tố sản phẩm công nghiệp, phần bù rủi ro, chênh lệch giữa lãi suất ngắn hạn và dài hạn, lạm phát có ý nghĩa trong việc giải thích tỷ suất sinh lời của cổ phiếu. Còn các yếu tố sức mua, giá dầu, chỉ số thị trường chứng khoán thì không có ảnh hưởng. Poon và Taylor (1991) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để kiểm tra sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến chỉ số thị trường của chứng khoán Anh. Các biến số kinh tế được sử dụng trong nghiên cứu này là: tốc độ tăng trưởng sản phẩm công nghiệp hàng tháng, lạm phát ngoài dự tính, phần bù rủi ro và chỉ số thị trường chứng khoán. Thời gian nghiên cứu là từ tháng 01/1965 đến tháng 12/1984. Kết quả chỉ ra rằng, các yếu tố kinh tế vĩ mô không ảnh hưởng đến chỉ số thị trường. Chen và Jordan (1993) dựa trên Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá, tác giả đã sử dụng hai phương pháp để lựa chọn các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của danh mục đầu tư, đó là phương pháp phân tích nhân tố và sử dụng các biến vĩ mô có sẵn. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 01/1971 đến tháng 12/1986. Mẫu nghiên cứu gồm 69 danh mục đầu tư với 691 mã cổ phiếu được niêm yết trên thị trường chứng khoán Hoa Kỳ. Kết quả thực nghiệm cho thấy không có sự khác biệt đáng kể giữa hai phương pháp này. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sử dụng các yếu tố vĩ mô trong nghiên cứu có một số ưu điểm hơn so với phương pháp phân tích nhân tố đó là các yếu tố vĩ mô luôn có sẵn và nó phản ánh tình hình kinh tế của đất nước và không có hạn chế trong việc sử dụng biến vĩ mô nào với số lượng bao nhiêu. Từ đó, tác giả đưa ra kết luận là phân tích nhân tố có thể là không cần thiết trong việc nghiên cứu thực nghiệm mô hình. Mauri (2006) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để nghiên cứu về sự ảnh hưởng của 6 yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 20 cổ phiếu ở thị trường chứng khoán Nga. 20 cổ phiếu này phải có mức vốn hóa lớn và giá trị giao dịch lớn dựa trên số liệu năm 2005. Các biến kinh tế vĩ mô được đưa vào 10 mô hình là: cung tiền, lạm phát, giá dầu, tỷ giá RUB/EURO, sản phẩm công nghiệp và chỉ số MSCI của Nga (Morgan Stanley Capital International). Số liệu hàng tháng được lấy từ tháng 01 năm 1999 đến tháng 03 năm 2006. Tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất để đánh giá tác động của các yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 20 cổ phiếu này. Kết quả là không tìm thấy mối liên hệ rõ ràng nào giữa các yếu tố vĩ mô với lợi nhuận của cổ phiếu. Giá trị R2 cũng có sự khác biệt lớn giữa các cổ phiếu, dao động từ 20% đến 90%. Chỉ có duy nhất 1 yếu tố vĩ mô có ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu, đó là yếu tố giá dầu có ảnh hưởng đến cổ phiếu của công ty Taftnet (một công ty hoạt động trong lĩnh khai thác dầu khí) ở mức ý nghĩa 1%. Tursoy và các cộng sự (2008) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để xem xét tác động của các yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 11 danh mục đầu tư trong lĩnh vực công nghiệp ở thị trường chứng khoán Istanbul - Thổ Nhĩ Kỳ, sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 02 năm 2001 đến tháng 09 năm 2005. Bài nghiên cứu đã sử dụng 13 biến kinh tế vĩ mô khác nhau đại diện cho các chỉ tiêu cơ bản của một nền kinh tế như: cung tiền (M2), sản xuất công nghiệp, giá dầu, chỉ số giá tiêu dùng (CPI), nhập khẩu, xuất khẩu, giá vàng, tỷ giá, lãi suất, tổng sản phẩm quốc nội (GDP), dự trữ ngoại hối, tỷ lệ thất nghiệp và chỉ số áp lực thị trường (MPI). Nhóm tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (OLS) để đánh giá tác động của các yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 11 danh mục đầu tư lĩnh vực công nghiệp ở thị trường chứng khoán Istanbul. Kết quả là lợi nhuận của danh mục đầu tư không thể được giải thích bởi sự biến động các yếu tố vĩ mô và giá trị của R2 rất thấp chỉ từ 19% đến 36%. Tuy nhiên nghiên cứu cũng chỉ ra rằng, mặc dù mỗi yếu tố vĩ mô không tác động đến tất cả các danh mục đầu tư nhưng nó lại có ảnh hưởng đến từng nhóm chứng khoán, từng ngành nghề kinh doanh cụ thể. Chẳng hạn như, biến tỷ lệ thất nghiệp có ý nghĩa ở mức 10% đối với danh mục đầu tư của ngành luyện kim, ngành sản xuất gỗ nội thất, dệt kim, giao thông vận tải và thông tin liên lạc; và có ý nghĩa ở mức 5% đối với ngành sản xuất giấy, sản phẩm từ giấy và in ấn. Biến giá vàng có ý nghĩa ở mức 10% trong ngành sản xuất các sản phẩm khoáng sản phi kim loại, và ở mức ý nghĩa 5% trong ngành sản xuất thực phẩm đồ uống và thuốc lá, sản xuất các mặc hàng dệt may và ngành công nghiệp giấy, giao thông vận tải và thông tin liên lạc; có ý nghĩa ở mức 1% trong ngành công nghiệp kim loại cơ bản và sản xuất gỗ nội thất. Kết quả hồi quy này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Poon và Taylor (1991), Martinez và Rubio (1989), tức là không có mối quan hệ rõ rệt giữa các biến kinh tế vĩ mô và tỷ suất sinh lời của thị trường chứng khoán. 11 Isenmila và Erah (2012) sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến giá cổ phiếu ở thị trường chứng khoán Nigeria. Trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng phương pháp hồi quy để phân tích, ngoài ra kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) cũng được sử dụng để xác định xem các chuỗi dữ liệu có tính dừng hay không, sử dụng kiểm định đồng liên kết/đồng tích hợp (Cointegration) để kiểm tra các biến có quan hệ ổn định lâu dài với nhau hay không. Dữ liệu được lấy theo quý, từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2010 với các biến vĩ mô: giá dầu, cung tiền, tỷ giá hối đoái và lãi suất. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng cung tiền M2 và giá dầu tác động ngược chiều đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ở mức ý nghĩa 5%; tỷ giá hối đoái và lãi suất tác động ngược chiều đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu nhưng mối quan hệ này không có ý nghĩa thống kế; Iqbal và các cộng sự (2012) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để nghiên cứu về sự ảnh hưởng của 4 yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 26 cổ phiếu ở thị trường chứng khoán Karachi (KSE), Pakistan. Các biến kinh tế vĩ mô được đưa vào mô hình là: lạm phát, tỷ giá Pak Rupee so với USD, cung tiền (M1) và giá dầu. Số liệu được lấy hàng tháng từ tháng 01 năm 2004 đến tháng 12 năm 2008. Nhóm tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy để ước lượng beta cho các nhân tố vĩ mô tương ứng với từng cổ phiếu, sử dụng giá trị beta tính được để tính lợi nhuận dự kiến cho từng cổ phiếu, sau đó so sánh lợi nhuận ước tính với lợi nhuận thực tế. Kết quả cho thấy giữa lợi nhuận ước tính dựa trên các beta ước lượng và lợi nhuận thực tế là tương tự nhau. Vì vậy, nhóm tác giả kết luận rằng mô hình kinh doanh chênh lệch giá là đủ hiệu quả để dự đoán tỷ suất sinh lời của cổ phiếu dựa trên các biến vĩ mô. Anam và các cộng sự (2013) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để kiểm tra sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của 37 cổ phiếu ở thị trường chứng khoán Karachi (KSE), Pakistan. Các yếu tố vĩ mô được đưa vào mô hình là: lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, tổng sản phẩm công nghiệp, lãi suất. Số liệu được lấy theo tháng, từ tháng 01 năm 2000 đến tháng 12 năm 2005. Kết quả hồi quy cho thấy, yếu tố cung tiền và lãi suất không tác động đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu, tổng sản phẩm công nghiệp tương quan nghịch và lãi suất tương quan thuận với tỷ suất sinh lời của cổ phiếu ở mức 5%. 2.3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.3.1 Phương pháp thu thập số liệu Đề tài sử dụng số liệu thứ cấp được thu thập từ các website của Tổng cục Thống kê Việt Nam (www.gso.gov.vn), Ủy ban chứng khoán nhà nước (www.ssc.gov.vn), Sở giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh 12 (www.hsx.vn), trang chứng khoán cổ phiếu Việt Nam (www.cophieu68.com) và một số trang các công ty chứng khoán (www.ssi.com.vn, www.vndirect.com.vn, www.fpts.com.vn, www.bsc.com.vn...). Mục đích của đề tài là phân tích ảnh hưởng của 4 yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của 10 cổ phiếu niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, đây là top 10 những mã chứng khoán có giá trị vốn hóa thị trường đứng đầu của HOSE. Do đó, số liệu thu thập trong đề tài bao gồm: chỉ số giá thị trường (VN-Index), thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (∆CPI), thay đổi giá vàng, thay đổi tỷ giá VND/USD và giá của 10 cổ phiếu được nghiên cứu. Số liệu này được thu thập như sau: - Chỉ số VN-Index và giá của 10 cổ phiếu nghiên cứu được thu thập theo từng tháng, là giá đóng cửa của ngày 15 hàng tháng trên HOSE trong khoảng thời gian từ ngày 01/01/2002 đến ngày 30/06/2013 (những cổ phiếu được niêm yết sau ngày 01/01/2002 sẽ lấy từ thời điểm bắt đầu niêm yết). Nếu ngày 15 của tháng không có giao dịch thì ngày 14 sẽ được lấy, nếu ngày 14 cũng không có giao dịch thì sẽ lấy ngày 16, trường hợp ngày 14 đến ngày 16 đều không có giao dịch thì sẽ tiến hành lấy ngày gần với ngày 15 nhất theo thứ tự ưu tiên từ ngày nhỏ đến ngày lớn. - Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng, thay đổi giá vàng, thay đổi tỷ giá VND/USD được lấy từ website của Tổng cục Thống kê từ tháng 01 năm 2002 đến tháng 6 năm 2013. Các chỉ số này được lấy theo tháng và hoàn toàn phù hợp với chỉ số VN-Index và giá của 10 cổ phiếu (được thu thập vào ngày 15 hàng tháng) do các chỉ số kinh tế này cũng được lấy hạn cuối vào ngày 15 theo phương thức của Tổng cục Thống kê. 2.3.2 Phương pháp phân tích số liệu Ta có thể nhận thấy rõ mô hình lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá và mô hình chỉ số đơn có một sự tương quan rất lớn tuy nhiên sự khác nhau giữa chúng chính là mô hình lý thuyết chênh lệch giá xem xét đo lường ảnh hưởng của nhiều yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu so với mô hình chỉ số đơn chỉ đơn thuần phân tích tác động của chỉ số thị trường chứng khoán. Do đó ta có thể lấy mô hình chung là mô hình lý thuyết chênh lệch giá để tiến hành áp dụng nghiên cứu. Sau khi tiến hành thu thập 4 yếu tố vĩ mô mà ta nghi ngờ ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của chứng khoán bao gồm: chỉ số thị trường chứng khoán (VNIndex), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), chỉ số giá vàng, tỷ giá VND/USD. Ta tiến hành ước lượng bằng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) trên mô hình lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT). 13 Yit = βi0 + βi1X1 + βi2X2 + βi3X3 + βi4X4 + εi (2.4) Trong đó: - Yit là tỷ suất sinh lời của cổ phiếu i ở thời điểm t và được tính như sau: Yit  Pit  Pit 1 Pit 1 - Pit là giá đóng cửa của cổ phiếu i ở thời điểm t; - X1, X2, X3, X4 là các biến độc lập được diễn giải như sau: Bảng 2.1: Diễn giải các biến độc lập Biến số độc lập Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Cách tính X1  VNIndext  VNIndex t 1 VNIndex t 1 Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số CPI do Tổng Cục Thống kê công bố hàng tháng (%) Thay đổi giá vàng (X3) Thay đổi giá vàng do Tổng Cục Thống kê công bố hàng tháng X3  Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) PG1  PG 0 PG 0 Thay đổi tỷ giá USD/VND do Tổng Cục Thống kê công bố hàng tháng X4  USD / VND1  USD / VND 0 USD / VND 0 Trong đó: - VN-Indext: Chỉ số VN-Index tại thời điểm xét; - VN-Indext-1: Chỉ số VN-Index tại thời điểm xét trước đó; - PG1: Giá vàng tại thời điểm xét; - PG0: Giá vàng tại thời điểm xét trước đó; - USD/VND1: Tỷ giá USD/VND tại thời điểm xét; - USD/VND0: Tỷ giá USD/VND tại thời điểm xét trước đó;  Bên cạnh đó nhằm tìm được mô hình tối ưu cho mỗi cổ phiếu sau khi tiến hành hồi quy như trên, ta sẽ tiến hành áp dụng lý thuyết kỳ vọng hợp lý 14 qua việc hồi quy lần lượt các biến động % của 4 yếu tố vĩ mô sớm 1 thời kỳ so với biến phụ thuộc và chọn ra mô hình tốt nhất để sử dụng nó cho việc phân tích cuối cùng. Nhằm đơn giản hóa và tập trung vào trọng tâm vấn đề, quá trình phân tích trong bài chủ yếu dựa vào chính sách tiền tệ của Chính phủ. Bởi vì cả 4 biến độc lập trong mô hình bị ảnh hưởng rõ nhất thông qua các chính sách tiền tệ cũng như trong vòng hơn 5 năm trở lại đây chính sách tiền tệ ở Việt Nam đóng vai trò chủ yếu trong việc điều hành của Chính phủ. Việc bao gồm luôn cả chính sách tài khóa sẽ làm phức tạp hơn vấn đề nghiên cứu do các biến độc lập lúc này tương tác lẫn nhau kèm ảnh hưởng từ biến động của yếu tố khác ngoài mô hình qua các thời kỳ gây khó khăn trong quá trình phân tích. Hơn nữa vì các nhà đầu tư khó nhận biết và tiếp cận với thông tin về các chính sách tài khóa nên thường có xu hướng hành động theo chính sách tiền tệ được công khai và phân tích thường xuyên hơn. Giả thiết trong bài cũng nêu lên một vấn đề đó là các nhà đầu tư với kiến thức kinh tế giới hạn sẽ không quan tâm Nhà nước dùng loại công cụ nào của chính sách tiền tệ mà chỉ quan tâm đến đó là loại chính sách nới lỏng hay thắt chặt tiền tệ trong giai đoạn xem xét để từ đó phục vụ cho quá trình đầu tư của mình. 2.3.3 Lý giải về phương pháp xử lý số liệu Nếu nhìn sơ qua về dữ liệu được xử lý ta có thể thấy rằng chúng có đặc điểm đều là biến động của các yếu tố vĩ mô tính theo % trong mô hình. Như vậy câu hỏi đặt ra là việc xử lý số liệu theo hướng này sẽ có thuận lợi gì trong việc phân tích, ta có thể kể đến như sau: - Dữ liệu lúc này sẽ đồng nhất về mặt đơn vị cũng như giải thích tốt hơn cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu do số liệu trong mô hình lúc này đều là biến động %. - Dữ liệu sẽ gọn nhẹ hơn vì lấy biến động % cũng tương tự như ta lấy ln liên tục hai thời kỳ trừ cho nhau qua đó giảm thiểu được hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Song song với đó là hiện tượng tự tương quan cũng được khắc phục vì lấy số liệu thời kỳ trừ cho nhau cũng chính là áp dụng sai phân cấp 1 trong mô hình. - Dữ liệu lúc này là biến động % nên sẽ tránh được việc quan hệ tuyến tính giữa các biến qua đó gây ra hiện tượng đa cộng tuyến làm sai số trong mô hình. 15 Như vậy việc lấy biến động % của tất cả các biến hồi quy sẽ góp phần giúp cho mô hình chính xác hơn do việc giải thích bản chất vấn đề tốt hơn và hạn chế được 3 hiện tượng sai số phổ biến trong mô hình đó là phương sai sai số thay đổi, tự tương quan và đa cộng tuyến. 16 CHƯƠNG 3 TỔNG QUAN TÌNH HÌNH KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM VÀ SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 3.1 TỔNG QUAN VỀ TÌNH HÌNH KINH TẾ VĨ MÔ VIỆT NAM TỪ NĂM 2002 ĐẾN NỬA ĐẦU NĂM 2013 3.1.1 Tăng trưởng GDP Việt Nam là nước đang phát triển có tốc độ tăng trưởng cao, tuy nhiên quá trình tăng trưởng không ổn định, thể hiện ở tốc độ tăng GDP có sự biến động lớn qua các năm. 9 8 7 7.789 7.08 8.442 8.229 8.456 7.341 6.784 6.311 % 6 5.89 5.323 5 5.2 GDP 4 3 2 1 0 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Năm Nguồn: Tổng Cục Thống kê Việt Nam Hình 3.1 Tăng trưởng GDP ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2012 Từ năm 2002 - 2007, GDP không ngừng tăng qua các năm. Kết quả này có được là nhờ hàng loạt các biện pháp cải cách cơ cấu, đẩy mạnh hội nhập, cải cách hành chính, cải cách doanh nghiệp Nhà nước… được bắt đầu từ năm 2000 đã phát huy tác dụng, góp phần giúp đất nước tăng trưởng nhanh và ổn định. Mức tăng GDP thực trung bình của giai đoạn này là 7,74%/năm, trong đó cao nhất là vào năm 2007 với mức tăng GDP là 8,45%. Năm 2008, kinh tế nước ta phát triển trong bối cảnh tình hình kinh tế thế giới và trong nước biến động rất phức tạp và khó lường. Trong nước, thiên tai, dịch bệnh liên tiếp xảy ra, làm thiệt hại nặng nề cho sản xuất, kinh doanh và đời sống dân cư. Trên thế giới, khủng hoảng bắt đầu lan rộng, tác động tiêu cực đến kinh tế trong nước đã đẩy lạm phát tăng cao. Tuy nhiên nhờ những nỗ 17 lực vượt bậc trong việc thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt; kiểm soát chặt chẽ chính sách tài khoá, chi tiêu công; đẩy mạnh sản xuất, hạn chế nhập siêu đã đưa đất nước tránh khỏi suy thoái. Tốc độ tăng trưởng kinh tế năm 2008 là 6,31%, trong đó khu vực nông lâm nghiệp và thuỷ sản tăng 5,62%, công nghiệp tăng 14,63%. Trong bối cảnh suy thoái kinh tế toàn cầu thì kết quả đạt được của kinh tế Việt Nam năm 2008 là rất đáng khích lệ. Năm 2009, Việt Nam đã hoàn thành hai mục tiêu khó khăn là chống suy giảm kinh tế và duy trì tốc độ tăng trưởng kinh tế hợp lý, bền vững đồng thời chủ động phòng ngừa lạm phát cao trở lại. Thành công này rất đáng ghi nhận trong bối cảnh khủng hoảng tài chính của một số nền kinh tế lớn trong năm 2008 đã đẩy kinh tế thế giới, trong đó có Việt Nam vào tình trạng suy thoái. Nhờ các chính sách mở rộng tài khóa và tiền tệ của Chính phủ đã thúc đẩy tiêu dùng và đầu tư tài chính trong nước, đưa nền kinh tế nước ta vượt qua thời kỳ suy giảm tăng trưởng. GDP đạt mức tăng trưởng 5,32%, vượt mục tiêu đề ra và đứng vào hàng các nền kinh tế có tốc độ tăng trưởng cao của khu vực và trên thế giới. Tỷ lệ hộ nghèo đã giảm từ 13,4% năm 2008 xuống còn 12,3%. Tuy nhiên, tốc độ tăng trưởng kinh tế vẫn chủ yếu dựa vào phát triển theo chiều rộng, việc tăng vốn đầu tư chưa thực sự dựa trên cơ sở tăng năng suất lao động xã hội và nâng cao hiệu quả nên tăng trưởng chưa thật vững chắc. Cơ cấu kinh tế vẫn chưa ra khỏi cơ cấu ngành truyền thống với tỷ trọng tương đối cao của khu vực sản xuất vật chất nói chung, khu vực nông, lâm nghiệp và thủy sản nói riêng. Năm 2010, trong điều kiện kinh tế toàn cầu hậu khủng hoảng phục hồi chậm, nhưng kinh tế Việt Nam đã sớm ra khỏi tình trạng suy giảm, từng bước phục hồi và tăng trưởng khá nhanh. GDP tăng 6,78%, cao hơn chỉ tiêu Quốc hội đề ra (6,5%), vẫn thuộc nhóm có mức tăng trưởng khá cao trong khu vực và trên thế giới, trong đó, tất cả các ngành, lĩnh vực đều đạt tốc độ tăng trưởng cao hơn so với năm trước. Trong 6,78% tăng chung của nền kinh tế, khu vực nông, lâm nghiệp và thủy sản tăng 2,78%; công nghiệp xây dựng tăng 7,7%; dịch vụ tăng 7,52%. Nếu xét riêng tăng trưởng GDP, đây có thể coi là kết quả đáng khích lệ, tuy nhiên nếu đặt tăng trưởng GDP trong bức tranh chung với các chỉ tiêu khác của nền kinh tế, hiện trạng kinh tế Việt Nam vẫn còn tồn tại nhiều điểm hạn chế, chất lượng tăng trưởng thấp, tốc độ tăng trưởng chậm và thiếu nền tảng vững chắc. Năm 2011, được coi là một năm thành công của Việt Nam trong bối cảnh nền kinh tế thế giới và trong nước còn nhiều khó khăn. GDP năm 2011 tăng 5,89%, thấp hơn mức tăng 6,78% của năm 2010, nhưng vẫn cao hơn 5,32% của 2009; GDP bình quân đầu người đạt 1.300 USD. Một số ngành như nông, 18 lâm nghiệp, thuỷ sản, giáo dục đào tạo, y tế vẫn đạt mức tăng cao hơn cùng kỳ năm trước. Khu vực nông, lâm nghiệp, thủy sản tăng 4%; công nghiệp, xây dựng tăng 5,53%; dịch vụ tăng 6,99%. Nền kinh tế nhìn chung duy trì được tốc độ tăng trưởng hợp lý. Tuy nhiên năm 2011 được đánh giá cũng là năm có nền kinh tế gặp nhiều khó khăn nhất trong suốt hơn 20 năm cải cách. Từ sự liên thông với thế giới thông qua mở cửa thương mại và gia nhập WTO, Việt Nam đang phải đối mặt với rất nhiều vấn đề như lạm phát cao, tăng trưởng giảm sút, nợ Chính phủ cao, đầu tư công cao nhưng hiệu quả đem lại rất thấp, cán cân thương mại và thanh toán của ngân sách Nhà nước đều thâm hụt, đặc biệt là nguy cơ về tính thanh khoản và nguy cơ sụp đổ của nhiều ngân hàng cũng như sự phá sản của hàng loạt doanh nghiệp do thiếu vốn hoặc do không tiếp cận được nguồn vốn giá thấp. Năm 2012, một năm khó khăn của nền kinh tế Việt Nam, từ những khó khăn của nền kinh tế vĩ mô đến khó khăn của các doanh nghiệp trong thị trường bất động sản và các hộ gia đình. Tăng trưởng kinh tế chậm lại, thất nghiệp tăng cao, sức mua hạn chế, nợ công tăng mạnh. Tốc độ tăng GDP năm 2012 chỉ đạt hơn 5,03% (thấp nhất trong nhiều năm trở lại đây). Chính phủ phải chuyển trọng tâm chính sách từ ưu tiên tăng trưởng kinh tế sang ưu tiên ổn định kinh tế vĩ mô, kiềm chế lạm phát. Bên cạnh đó, nhiều sự việc bê bối của các ngân hàng đã khiến cho thị trường chứng khoán Việt Nam lao dốc vào những tháng cuối năm. Công cuộc cải tổ các ngân hàng yếu kém và giải cứu thị trường bất động sản đóng băng vẫn là những chủ đề chính được thực hiện nhằm góp phần vào mục tiêu ổn định hóa nền kinh tế trong nước. Nửa đầu năm 2013, kinh tế Việt Nam có một số dấu hiệu khả quan nhưng vẫn đối diện với nhiều thách thức. Mặc dù tăng trưởng sáu tháng đầu năm lên mức 4,90% nhưng đây vẫn được cho là mức khá thấp so với chỉ tiêu tăng trưởng 5,50% cho cả năm. Các khu vực tăng trưởng mạnh nhất là dịch vụ, tăng 5,92%; công nghiệp và xây dựng, tăng 5,18% so với cùng kỳ năm ngoái. Mặc dù dịch vụ và công nghiệp, xây dựng có dấu hiệu lạc quan thì tình hình lại khá khó khăn đối với nông, lâm, thủy sản. tăng trưởng khu vực nông, lâm, thủy sản chỉ đạt 2,07%, thấp hơn nhiều so với con số 2,88% của cùng kỳ năm 2012. Số lượng doanh nghiệp giải thể, ngừng hoạt động vẫn tiếp tục tăng. Trong năm tháng đầu năm, đã có 23.226 doanh nghiệp giải thể, ngừng hoạt động, chứng tỏ khả năng hấp thụ vốn của nền kinh tế vẫn rất yếu. Con số này gần bằng một nửa số 52.000 doanh nghiệp thuộc khu vực tư nhân đã giải thể hoặc phá sản trong năm 2012. Việt Nam vẫn chưa thoát hẳn ra khỏi suy thoái kinh tế, với các hậu quả đình trệ, khủng hoảng tích lũy từ vài năm qua tiếp tục 19 tác động đến nền kinh tế nói chung, năng lực kinh doanh của các doanh nghiệp và đời sống của người dân nói riêng. 3.1.2 Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam được đánh giá là nước có tốc độ phát triển kinh tế nhanh, tuy nhiên lạm phát của Việt Nam cũng rất cao và biến động mạnh trong những năm gần đây. 25 20 19.9 18.13 % 15 12.6 10 9.5 8.4 6.6 5 4 CPI 11.75 6.52 6.81 3 0 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Năm Nguồn: Tổng Cục Thống kê Việt Nam Hình 3.2 Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) ở Việt Nam giai đoạn 2002 – 2012 Năm 2002, lạm phát ở mức 4% hay tăng 3,2% so với năm 2001, nguyên nhân là do giá dầu thế giới biến động thất thường với xu hướng tăng mạnh do ảnh hưởng của cuộc chiến ở Trung Đông và khả năng Mỹ tấn công vào Iraq. Mặt khác giá một số hàng hóa khác như lương thực và một số mặt hàng nông sản như cà phê, cao su trên thị trường thế giới tăng làm giá trong nước tăng theo. Do giá dầu thế giới tăng cao nên ảnh hưởng đến giá các nguyên liệu đầu vào làm tăng chi phí sản xuất dẫn đến tăng giá thành sản phẩm, đẩy giá tiêu dùng trong nước lên cao. Năm 2003, có 4 tháng CPI giảm liên tục từ tháng 5 đến tháng 8. Các tháng còn lại, mức tăng cũng không đều, chẳng hạn tháng 2 tăng 2,2% thì tháng 9 chỉ tăng 0,1%. Tính chung cả năm, CPI tăng 3% trong đó nhóm hàng tăng giá cao nhất là vàng với gần 30%; dược phẩm, y tế trên 20%. Năm 2004, giá cả thế giới tiếp tục tăng cao nên giá các nguyên liệu đầu vào cho sản xuất tăng. Mặt khác, dịch cúm gia cầm đã làm tăng giá hàng hóa 20 lương thực, thực phẩm. Lạm phát đã quay trở lại với tỷ lệ 9,5% trong năm 2004. Năm 2005, tình hình kinh tế xã hội tiếp tục phát triển ổn định. Các chỉ tiêu chủ yếu của nền kinh tế và các lĩnh vực then chốt đạt kết quả cao hơn so với năm trước. Tổng sản phẩm trong nước tăng 8,4% tương đối cao so với tốc độ tăng những năm gần đây, chủ yếu do sự gia tăng của các ngành sản xuất, dịch vụ. Mặt khác trong năm 2005, sản xuất phát triển đã tạo điều kiện tăng tiêu dùng của dân cư, tăng chi ngân sách Nhà nước, tăng đầu tư và tăng xuất khẩu. Giá tiêu dùng tuy tăng cao ở mức 8,4% nhưng vẫn ở mức xấp xỉ tốc độ tăng trưởng kinh tế. Tình hình xã hội ổn định, văn hóa, y tế, giáo dục tiếp tục phát triển tốt. Năm 2006, tỷ lệ lạm phát là 6,6% và được coi là năm thành công trong việc kiềm chế lạm phát. Chính phủ đã áp dụng nhiều biện pháp nhằm giảm bớt tốc độ tăng giá của nguyên vật liệu đầu vào để kiềm chế mức tăng giá cả như: khống chế xuất khẩu gạo không quá 5 triệu tấn, không tăng giá điện, phân bón, giảm thuế nhập khẩu xăng dầu, linh kiện phụ tùng điện tử,...Ngoài ra việc điều hành chính sách tiền tệ thận trọng, linh hoạt đã phát huy tác dụng kiềm chế tăng giá, các mức lãi suất và dự trữ bắt buộc đều được giữ ổn định so với năm 2005. Năm 2007, với sự tăng trưởng nhanh của nền kinh tế, sự gia tăng nhanh chóng của các dòng đầu tư, bên cạnh đó các yếu tố đầu vào vẫn có sự phụ thuộc lớn vào thị trường thế giới, cùng với chính sách tiền tệ chưa thật hợp lý của Ngân hàng Nhà nước là các nhân tố góp phần tăng lạm phát trong năm 2007. Cả năm giá tiêu dùng tăng 12,63%, cao nhất trong 11 năm qua, và tăng cao hơn tốc độ tăng trưởng kinh tế 8,46%. Nguồn cung của OPEC giảm xuống, sự suy yếu của đồng USD, diễn biến leo thang của giá vàng,...Tất cả các điều này đã đẩy giá thế giới tăng lên một mức mới dẫn đến giá cả trong nước tăng lên. Chỉ số giá tiêu dùng tăng còn do tiền lương được điều chỉnh tăng làm tăng sức mua hàng hóa trên thị trường. Ngoài ra, việc Chính phủ không còn bù lỗ giá xăng dầu như trước đã kéo giá cả các mặt hàng xi măng, thép, phân bón tăng cao. Bên cạnh đó, năm 2007 Việt Nam chính thức trở thành thành viên thứ 150 của Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO), với những đổi thay lớn về môi trường đầu tư kinh doanh đã giúp Việt Nam nắm bắt được nhiều cơ hội mới, luồng vốn đầu tư nước ngoài tăng rất mạnh, đây là cơ sở quyết định để thúc đẩy, chuyển dịch cơ cấu kinh tế, tạo công ăn việc làm và đảm bảo tăng trưởng nhưng nó cũng tạo sức ép rất lớn lên lạm phát. Chính sách tiền tệ chưa hiệu quả cũng có thể xem là nguyên khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng. Tốc độ trượt giá của Việt Nam hiện đang cao hơn so với các nước 21 trong khu vực mà một phần là do sự gia tăng vốn đầu tư nước ngoài trong khi nền kinh tế chủ yếu dùng tiền mặt, chưa áp dụng hiệu quả các phương tiện tài chính để thu hút tiền. Năm 2008, ngay từ đầu năm, chịu ảnh hưởng mạnh của sức cầu tăng cao trong những tháng trước và sau Tết Nguyên Đán, CPI hai tháng đầu năm đã lên tới 70% kế hoạch kiểm soát CPI cả năm. Liên tiếp các tháng 3, 4 và 5, tốc độ tăng chỉ số giá tiêu dùng luôn ở mức cao trên 2%/tháng. Cá biệt, tháng 5/2008, tốc độ tăng của chỉ số này lên đến đỉnh điểm, tới 3,91%, do giá gạo trong nhóm lương thực thực phẩm (chiếm tới 42% rổ hàng hóa CPI) bị đội lên đột biến trước các đánh giá tiêu cực về tình hình an ninh lương thực thế giới và tin đồn thiếu gạo tại các tỉnh phía Nam. Tuy nhiên, trong ba tháng 6, 7 và 8, cùng với hàng loạt những nỗ lực trước đó trong việc thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt, tốc độ tăng chỉ số giá tiêu dùng đã được kìm lại trong khoảng 1,56% - 1,64%, tạo tiền đề cho việc khống chế thành công chỉ số này trong 4 tháng sau đó với một tháng tăng nhẹ 0,18% (tháng 9) và ba tháng có mức tăng trưởng âm. Cả năm chỉ số giá tiêu dùng tăng 19,89% so với thời điểm cuối năm 2007, đây là mức tăng cao nhất trong các năm trở lại đây. Năm 2009, lạm phát được kiểm soát và nằm trong dự tính. Bên cạnh đó tốc độ tăng trưởng kinh tế đạt 5,3% và thất nghiệp không tới mức nguy hiểm như dự đoán. Nếu cuối năm 2008, mục tiêu giữ lạm phát dưới 15% đã là lý tưởng cho năm 2009 sau một năm lạm phát xấp xỉ tới 20% thì đến cuối năm con số đó là 6,9% so với tháng 12/2008. Chỉ số giá tiêu dùng năm 2009 có mức tăng chậm hơn so với các năm trước là do không có những cơn sốt giá, hầu hết các mặt hàng thiết yếu có tốc độ tăng giá chậm. Bên cạnh việc người dân thắt chặt chi tiêu, tăng cường tiết kiệm, thì việc thu hẹp sản xuất và giảm chi tiêu công đã khiến cho nhu cầu chi tiêu toàn xã hội giảm đáng kể. Ngoài ra sự xuất hiện gói giải pháp hỗ trợ lãi suất 4%, cùng với việc Ngân hàng Nhà nước duy trì mức lãi suất cơ bản 7% trong suốt 10 tháng, đã khiến cho doanh nghiệp tránh được sức ép tăng chi phí sản xuất, góp phần ổn định giá cả thị trường. Năm 2010, lạm phát tăng 11,75% so với năm 2009, cao hơn nhiều so với mục tiêu tối đa 8,5% của Chính phủ từ đầu năm. Đà tăng mạnh cuối năm đóng góp chủ yếu từ tăng giá lương thực, thực phẩm, nhóm nhà ở và vật liệu xây dựng. Tính chung trong cả năm 2010, giáo dục là nhóm tăng giá mạnh nhất gần 20%, dịch vụ ăn uống tăng 16,18%, vật liệu xây dựng tăng 15,74%. Trong năm 2010, Tổng cục Thống kê đã tính toán thêm tiêu chí chỉ số giá tiêu dùng bình quân. Theo cách tính này, CPI từng tháng được tính bằng cách lấy CPI trung bình của các tháng năm báo cáo chia cho CPI trung bình của các 22 tháng năm trước đó. Mặc dù đã áp dụng cách tính này trong 3 năm trở lại đây, nhưng kết quả của CPI bình quân hiện tại vẫn chỉ mang tính tham khảo, chưa thực sự có giá trị về mặt quản trị. Các chính sách tiền tệ trong năm 2010 cũng là yếu tố không nhỏ góp phần ảnh hưởng tới CPI. Cùng với sự đổ vỡ của tập đoàn Vinashin, để kiềm chế lạm phát, các chính sách thắt chặt tiền tệ đã được áp dụng và duy trì trong suốt một khoảng thời gian dài. Ở giai đoạn đầu của quá trình thắt chặt tiền tệ, cung tiền M2 và tăng trưởng tín dụng giảm mạnh đã có tác động tích cực làm giảm CPI. Tuy nhiên, ở giai đoạn sau của quá trình này, việc duy trì tương đối lâu chính sách thắt chặt tiền tệ đã tạo ra sự thiếu hụt vốn trong hệ thống ngân hàng, đẩy chi phí vốn vay lên cao, khả năng tiếp cận vốn vay đối với các doanh nghiệp thấp và trực tiếp làm giảm hiệu quả sản xuất kinh doanh của khối doanh nghiệp. Năm 2011, hàng loạt những sự kiện lớn của thế giới xảy ra như những biến động chính trị ở Trung Đông, Bắc Phi và thiên tai ở Nhật Bản đẩy giá tiêu dùng toàn thế giới lên cao và Việt Nam cũng bị ảnh hưởng. Việc phá giá đồng nội tệ hơn 9%, tăng giá xăng dầu lên gần 20%, tương đương 3.000 đồng/lít, cho đến việc điều chỉnh giá điện sinh hoạt hơn 15% được thực hiện một cách liên tục, dồn dập và thiếu đồng bộ trong một thời gian ngắn đầu năm khiến chỉ số CPI tăng không ngừng. Hơn nữa, với nền kinh tế tăng trưởng quá nóng từ các năm trước đó, Chính phủ liên tục bơm tiền vào nền kinh tế qua các biện pháp tín dụng mở rộng khiến lượng tiền dư thừa và làm giá cả hàng hóa tăng mạnh. Chính sách tài khóa mở rộng cũng là nguyên nhân chính khác khiến tổng lượng tiền chung của toàn bộ nền kinh tế bị đẩy lên cao. Cụ thể, là việc đầu tư công của chính phủ thông qua chi tiêu quá nhiều cho khối doanh nghiệp Nhà nước. Với con số khoảng 300.000 dự án đầu tư công mỗi năm, lượng tiền đổ ra cho các dự án này lên đến nhiều ngàn tỉ đồng cộng với số tiền thất thoát 68.000 tỉ đồng của Vinashin hay 3.000 tỉ đồng của công ty cho thuê Tài chính 2 khiến lượng tiền đổ ra thị trường quá nhiều khiến lạm phát bùng nổ. Chỉ số giá tiêu dùng cả năm 2011 tăng đến 18,58%, cao hơn nhiều so với mục tiêu mà Chính phủ đề ra. Năm 2012, chứng khoán, ngân hàng và bất động sản đã qua thời hoàng kim và thực sự bước vào giai đoạn cực kỳ khó khăn. Nợ xấu, nợ khó đòi, nợ dây dưa trong lĩnh vực bất động sản đã ảnh hưởng sâu sắc đến hệ thống ngân hàng khiến tín dụng trong năm sụt giảm qua đó giảm lượng cung tiền của nền kinh tế. Song song là việc tiêu dùng của người dân giảm sút khiến các công ty cắt giảm giá cả với hy vọng giảm mức hàng tồn kho. Nhờ đó, Việt Nam đã hoàn thành tốt mục tiêu kiềm chế lạm phát cả năm 2012 thấp hơn mức chỉ tiêu 23 kế hoạch 7% mà Quốc hội đề ra, CPI cả năm chỉ tăng 6,81% và tăng 9,21% so với bình quân 12 tháng năm 2011. 6 tháng đầu năm 2013, CPI chỉ tăng 2,4% so với tháng 12 năm trước, thấp nhất kể từ năm 2003. Giá dịch vụ y tế được điều chỉnh từ đầu năm bởi quyết định của ủy ban nhân dân một số tỉnh thành phố đã đóng góp gần 1% vào mức tăng CPI chung, phần giảm chủ yếu là do yếu tố mùa vụ đóng vai trò quyết định khi nhu cầu có khả năng thanh toán của người dân đã giảm mạnh nhất trong hơn 10 năm trở lại đây. 5 tháng đầu năm, doanh thu bán lẻ hàng hóa và dịch vụ xã hội sau khi loại trừ yếu tố giá chỉ tăng 4,8% so với cùng kỳ năm trước, thấp nhất trong 15 năm trở lại đây. Thêm vào đó giá hàng lương thực, thực phẩm giảm do các hộ dân đang vào vụ thu hoạch, tồn kho rất lớn trong khi đầu ra chưa ổn định cũng góp phần làm chỉ số CPI tăng thấp trong giai đoạn này. 3.1.3 Giá vàng và tỷ giá VND/USD Trong những năm gần đây, giá vàng và tỷ giá tăng cao đã thu hút được sự quan tâm của người dân. Dưới đây là diễn biến giá vàng và tỷ giá VND/USD từ năm 2002 đến 2012. 70 64.32 60 10.000 đồng 50 40 30 27.2 27.35 26.6 20 24.09 VND/USD 19.4 11.7 11.3 10 0 Vàng 30 6.31 10.7 9.68 6.83 0.4 2.24 -0.03 -0.96 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2.1 2.2 0.4 0.9 1 -10 Năm Nguồn: Tổng Cục Thống kê Việt Nam Hình 3.3 Thay đổi giá vàng và tỷ giá VND/USD ở Việt Nam giai đoạn 2002 - 2012 Năm 2002, giá vàng có mức tăng đột biến, so với mức giá 520.000đ/chỉ đầu tháng 1/2002 thì giá vàng vào cuối tháng 12/ 2002 đã tăng đến hơn 120.000đ/chỉ trong vòng không đầy 1 năm, ở mức 647.000 đồng/chỉ, tăng thêm 19,4% - một mức tăng kỷ lục kể từ năm 1991 và gấp 4 lần so với mức tăng 5% của năm 2001. 24 Năm 2002 kết thúc trong bối cảnh đồng tiền Việt Nam ổn định nhất trong vòng năm năm. Tiền đồng chỉ mất giá khoảng 2,1% so với USD, con số thấp nhất kể từ sau cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997. Những quyết định của Cục Dự trữ Liên bang Mỹ (FED) có nhiều ảnh hưởng đến giá trị của đồng Việt Nam, làm chuyển dịch đáng kể nguồn vốn đô-la Mỹ sang tiền đồng trong hệ thống ngân hàng. Mặt khác, nguồn cung ngoại tệ năm 2002 qua các hoạt động phi mậu dịch cũng khá ổn định, đặc biệt là nguồn kiều hối tăng khá mạnh. Năm 2003, đỉnh giá vàng mới đã được lập ở mức 800.000 đồng/1 chỉ. Một cơn sốt thực sự đã xảy ra trong suốt một thời gian khá dài trên thị trường vàng trong nước. Nếu vào thời điểm cuối năm 2002, giá vàng chỉ ở mức 630.000 đồng/chỉ thì đến cuối năm năm 2003, giá vàng đã liên tục tăng lên tới mức đỉnh điểm trong vòng 7 năm, tương đương tăng 26,6% so với năm 2002. Để bình ổn lại giá, Ngân hàng Nhà nước lần đầu tiên đã phải quyết định tăng lượng nhập khẩu vàng. Trong khi đó, cùng với thị trường vàng, giá đô la Mỹ ở Việt Nam cũng có những biến động trên thị trường tự do, nhất là vào thời điểm đầu tháng 12/2003. Nhìn chung trong năm 2003 đô la Mỹ tăng giá khoảng 2,2%, nhưng thực tế trên thị trường tự do (tại Hà Nội) có lúc đã lên đến 16.450 đồng/USD. Tuy vậy, điều đáng lưu tâm hơn chính là sự biến động khôn lường và không thống nhất của giá USD, tình trạng khác biệt giữa giá USD tự do và giá USD các ngân hàng niêm yết. Có thời điểm, mức chênh lệch lên đến 800 đồng/USD. Năm 2004, giá vàng vẫn trong xu thế tăng nhưng tốc độ tăng đã chậm lại so với năm 2003, cả năm giá vàng tăng 11,7%. Giá vàng các tháng so với tháng trước biến động theo các chiều hướng khác nhau, nhưng có xu hướng tăng liên tục từ tháng 8 và tăng cao vào các tháng cuối năm, chủ yếu do giá vàng trên thế giới tăng cao đã ảnh hưởng tới thị trường vàng trong nước. Giá đô la Mỹ các tháng trong năm biến động không đáng kể so với các tháng trước và chỉ tăng nhẹ ở mức 0,4% so với tháng 12 năm 2003. Tuy nhiên, giá đô la Mỹ giảm so với một số đồng tiền khác và giảm mạnh so với đồng Euro. Cụ thể, ngày 31/12/2004, giá bán USD của Ngân hàng Ngoại thương TP. Hồ Chí Minh là 15.778 đồng/USD. Dự trữ ngoại hối quốc gia đã tăng hơn hai lần so với thời điểm xảy ra khủng hoảng tài chính năm 1997. Trong đó năm 2003 dự trữ ngoại hối quốc gia tăng thêm 1,8 tỉ USD, còn năm 2004 thêm 300 triệu USD. Lượng dự trữ ngoại hối này đủ để ổn định tỉ giá VND/USD. 25 Năm 2005, giá vàng đã tăng 11,3% so với cuối năm 2004. Sở dĩ có thay đổi lớn về giá vàng là vì trong các tháng cuối năm 2005 đã có biến động lớn về cung cầu mặt hàng này trên thị trường thế giới. Nguồn cung vàng ngày càng giảm sút, trong khi nhu cầu mua sắm nữ trang bằng vàng của nhiều nước trên thế giới tăng mạnh do chuẩn bị đến mùa lễ cưới, giáng sinh, Tết. Thời điểm giá vàng tăng cao nhất trong năm là vào ngày 12/12/2005, giá vàng trên thị trường quốc tế tăng lên đỉnh điểm 544 USD/ounce, cao nhất trong 24 năm qua. Giá vàng SJC bán ra lên tới 1.045.000 đồng/chỉ, cao nhất trong lịch sử thị trường vàng ở nước ta từ trước tới nay. Sau đó giảm nhanh xuống còn 498 USD/ounce vào ngày 22/12/2005, giá vàng SJC bán ra trong nước giảm xuống 945.000 đồng/chỉ. Không như vàng, chỉ số giá USD năm 2005 tương đối ổn định, chỉ tăng 0,9% so với năm 2004 do các nguyên nhân: một là, cơ chế quản lý ngoại hối dần được thông thoáng hơn, các giao dịch vãng lai được tự do hoá hơn; cơ chế điều hành tỷ giá linh hoạt. Trong năm 2005 trên cả thị trường tự do và thị trường giao dịch của ngân hàng thương mại với khách hàng không xảy ra bất kỳ đợt biến động đột xuất nào về tỷ giá. Hai là, cán cân thanh toán quốc tế và cán cân vốn năm 2005 của Việt Nam tiếp tục thặng dư, cán cân vãng lai giảm thâm hụt. Năm 2005, cán cân thanh toán quốc tế của Việt Nam thặng dư khoảng 2 tỷ USD, tăng mạnh so với mức 863 triệu USD của năm 2004. Với những diễn biến tích cực nói trên, trong năm 2005 có những thời điểm nền kinh tế Việt Nam cung ngoại tệ lớn hơn cầu ngoại tệ. Trong những thời điểm đó, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã kịp thời can thiệp bằng cách mua ngoại tệ, tăng cường quỹ dự trữ ngoại hối Nhà nước. Năm 2006, giá vàng tháng 12 đã tăng 3,2% so với tháng trước và tăng 27,2% so với cuối năm 2005. Bình quân giá vàng năm 2006 tăng 36,6% so với năm 2005, trong đó tăng mạnh ở các quí II và III với các mức tăng tương ứng là 47,6% và 44,5%. Giá đô la Mỹ tháng 12/2006 không tăng so với giá tháng 11, nhưng tăng 1% so với cuối năm 2005. Bình quân giá đô la Mỹ năm 2006 tăng 0,9% so với năm trước và không chênh lệch nhiều giữa các quí, mức dao động chỉ từ 0,9% tới 1,1%. Như vậy, nếu quan sát từ năm 2003 đến 2006, giá đô la Mỹ tăng thấp đáng kể so với giá vàng và tăng thấp so với mức tăng giá tiêu dùng. Năm 2007, giá vàng thế giới tăng gần 200 USD so với cuối năm 2006 và kỷ lục của giá vàng trong nước đạt 1.650.000 đồng/chỉ. Giá dầu năm này cũng tăng gần chạm mức 100USD/thùng khiến Bộ Tài chính phải tăng giá xăng dầu lần thứ 2 trong năm. Giá vàng tăng mạnh và đạt mốc kỷ lục vào tháng 26 11/2007, trở thành một kênh đầu tư hấp dẫn, thu hút một số nhà đầu tư trên thị trường chứng khoán, làm giảm phần nào lượng vốn chảy vào thị trường này. Sự thâm hụt mậu dịch, lạm phát của Mỹ đã khiến đồng USD mất giá mạnh trên thị trường thế giới. USD mất giá đã tác động tiêu cực tới những nền kinh tế xuất khẩu nói chung, nền kinh tế Việt Nam nói riêng. Vào cuối năm 2007, Ngân hàng Nhà nước đã có quyết định nới rộng biên độ tỷ giá VND/USD từ +/-0,5% lên +/-0,75%, thể hiện chủ trương tạo điều kiện kinh tế Việt Nam thích nghi dần với mức độ mở cửa, đưa tỷ giá sát hơn với thị trường. Trước đó, sức ép từ cung ngoại tệ đã đẩy tỷ giá của các ngân hàng thương mại xuống sàn biên độ trong thời gian dài. Tính chung cả năm, tỷ giá VND/USD tương đối ổn định, giảm 0,03% so với năm 2006. Năm 2008, giá vàng bình quân đã tăng 3,9% so với USD, 5,3% so với EUR và 34,4% so với Bảng Anh. Trong nước, thị trường vàng thậm chí còn sôi động hơn. Năm 2008, Việt Nam vươn lên trở thành một trong những nước đứng đầu về nhập khẩu vàng của thế giới. Điều này đã góp phần không nhỏ vào thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam, khiến Chính phủ phải cấm nhập khẩu vàng. Cho tới trước thời điểm dừng nhập khẩu vàng thì tổng giá trị nhập khẩu vàng cho năm 2008 là 1,7 tỷ USD (45 tấn), so với tổng giá trị nhập khẩu vàng của cả năm 2007 là 1,6 tỷ USD (70 tấn). Diễn biến giá vàng trong nước đã trải qua 2 đợt sóng lớn vào tháng 3 và tháng 7 khi vượt qua mức 19 triệu đồng/lượng, sau đó lại giảm mạnh về cuối năm. Cụ thể giá vàng SJC trong nước đạt mức cao kỷ lục là 19,35 triệu đồng/lượng vào ngày 17/3/2008 và 15/7/2008, mức thấp nhất là 16,10 triệu đồng/lượng vào ngày 24/10/2008. Tính bình quân cả năm 2008, giá vàng xoay quanh mức 17,64 triệu đồng/lượng. Năm 2008 cũng là năm đánh dấu sự ra đời và phát triển mạnh mẽ của các sàn giao dịch vàng, với hơn 10 sàn giao dịch vàng đã được đi vào hoạt động. Việc ra đời các sàn vàng, cùng với cơn sốt giá đợt đầu năm đã khiến một lượng tiền lớn chảy từ chứng khoán sang. Năm 2008 là năm đặc biệt của cơ chế điều hành tỷ giá cũng như những biến động trên thực tế, so với cuối năm 2007 tỷ giá USD/VND đã tăng 6,31%. Năm 2008 cũng là năm biên độ tỷ giá liên tiếp 3 lần nới rộng, 2 lần được tăng mạnh trực tiếp ở tỷ giá bình quân liên ngân hàng. Tính chất đặc biệt của tỷ giá năm 2008 cũng thể hiện ở những biến động trái chiều. Trong những tháng đầu năm, thị trường có hiện tượng ứ đọng ngoại tệ, tỷ giá có lúc xuống 15.300 VND/USD. Nhiều doanh nghiệp, ngành hàng xuất khẩu phải thông qua các hiệp hội yêu cầu ngân hàng đẩy mạnh mua vào USD, tháo gỡ khó khăn. Nhưng từ tháng 5, khan hiếm ngoại tệ lại diễn ra căng thẳng trên cả thị trường chính thức lẫn thị trường tự do. Nhiều doanh nghiệp phải mua USD với giá 27 trên 18.000 VND, chi phí tài chính bị đẩy cao, ảnh hưởng đến lợi nhuận. Với sự can thiệp của Ngân hàng Nhà nước cũng như năng lực dự trữ ngoại hối lần đầu tiên được công khai một cách chính thức, tỷ giá ổn định dần về cuối năm. Năm 2009 chứng kiến sự xuất hiện liên tiếp những mốc giá vàng chưa từng có trong lịch sử, đồng thời cũng ghi nhận những biện pháp can thiệp tích cực nhằm bình ổn thị trường vàng của Ngân hàng Nhà nước. Khởi động năm 2009 với mức giá khoảng 880 USD/oz, giá vàng giao ngay thị trường thế giới đến ngày 23/12 đóng cửa ở mức gần 1.090 USD/oz, tăng xấp xỉ 24%. Mức đỉnh cao lịch sử của giá vàng giao ngay đóng cửa tại thị trường New York là mức 1.215,8 USD/oz thiết lập vào ngày 2/12/2009. Mức giá này đã bỏ xa kỷ lục đóng cửa 1.002,8 USD/oz của năm 2008. Dưới tác động của giá vàng thế giới, giá vàng trong nước cũng liên tục tăng khiến thị trường đi từ bất ngờ này đến bất ngờ khác. Ngày lịch sử của thị trường vàng trong nước năm này là 11/11, khi giá vàng lần lượt chinh phục các mốc giá 27, 28, rồi 29 triệu đồng 1 lượng chỉ trong vòng có vài giờ đồng hồ buổi sáng. Giá vàng trong nước năm 2009 biến động cùng chiều với giá vàng thế giới, tuy nhiên, do còn chịu tác động từ tình hình cung - cầu và biến động tỷ giá USD/VND nên giá vàng trong nước trong năm có thời điểm thấp hoặc cao hơn giá vàng thế giới tới cả triệu đồng/lượng. Trước những diễn biến bất thường của thị trường vàng trong nước, Ngân hàng Nhà nước đã quyết định cho nối lại hoạt động nhập khẩu vàng nhằm hạ nhiệt thị trường. Sau khi vấn đề nguồn cung được giải quyết, giá vàng tiếp tục có những biến động mạnh do xu hướng leo thang của tỷ giá USD thị trường tự do. Tuy nhiên, vấn đề này đã được khắc phục sau khi Ngân hàng Nhà nước nâng mạnh tỷ giá USD/VND liên ngân hàng và thu hẹp biên độ tỷ giá từ +/-5% về +/-3% vào ngày 25/11. Như vậy, so với cuối năm 2008 giá vàng đã tăng 64,32%, một mức tăng ký lục mà không ai có thể dự đoán được. Năm 2009 cũng là năm thứ hai liên tiếp thị trường ngoại hối bộc lộ những khó khăn rõ nét và những vấn đề nội tại chưa thể giải quyết. Căng thẳng trên thị trường bắt đầu xuất hiện từ quý 2, khi nhiều doanh nghiệp găm giữ ngoại tệ, không chịu bán lại cho ngân hàng dẫn đến mất cân đối cung – cầu. Trước tình hình đó Thủ tướng Chính phủ đã yêu cầu các tập đoàn, tổng công ty Nhà nước có nguồn thu ngoại tệ lớn bán lại cho ngân hàng để góp phần giải tỏa nguồn cung, đã góp phần tạo ổn định hơn cho thị trường ngoại hối và tỷ giá trong tháng 12. Một diễn biến nổi bật khác là trong phần lớn thời gian của năm, các ngân hàng thương mại duy trì trạng thái niêm yết giá mua ngoại tệ ngang với giá bán. Giá USD của ngân hàng cũng chính thức vượt mốc 18.000 VND; trên thị trường tự do có thời điểm lên gần mốc 20.000 VND. 28 Đáng chú ý là dự trữ ngoại tệ năm 2009 giảm từ 20,7 tỷ USD (tháng 6/2008) xuống còn khoảng 16,5 tỷ USD vào cuối năm. Tính chung cả năm tỷ giá tăng 10,70%, nguyên nhân khiến tỷ giá USD tăng cao có thể kể đến là do Việt Nam chủ động duy trì VND yếu nhằm kích thích xuất khẩu, tăng giá USD trong nước do khan hiếm và xu hướng mất giá của USD so với các ngoại tệ mạnh trên thế giới như EUR hay JPY lại càng gia tăng rủi ro mất giá của VND lên mức cao hơn. Năm 2010, giá vàng trong nước năm này lập kỉ lục lên cao nhất 38,5 triệu đồng/ lượng, tăng 43,6% so với năm 2009. Có thời điểm, giá vàng trong nước cao hơn giá vàng thế giới 2 triệu đồng/lượng. Kết thúc năm 2010, giá vàng trong nước tăng 30% so với cuối năm 2009. Giá vàng thế giới cũng lập kỷ lục của năm lên 1.427,8 USD/oz. Để bình ổn giá vàng trong nước, Ngân hàng Nhà nước đã 3 lần cho phép nhập khẩu vàng, đồng thời can thiệp mạnh vào hoạt động kinh doanh vàng của các tổ chức tín dụng. Cụ thể vào ngày 06/01/2010, Ngân hàng Nhà nước yêu cầu đóng cửa các sàn giao dịch vàng, chấm dứt mọi hoạt động kinh doanh vàng trên tài khoản ở nước ngoài. Quyết định này khiến cho thị trường vàng trầm lắng trong một thời gian. Tuy nhiên, trước nhu cầu của giới đầu tư, những sàn vàng “chui” vẫn tồn tại, gây ra nhiều rủi ro với các nhà đầu tư. Bên cạnh đó ngày 29/10/2010, Ngân hàng Nhà nước cũng ban hành Thông tư 22 quy định các tổ chức tín dụng không được cho vay để sản xuất và kinh doanh vàng miếng; không được chuyển đổi vốn bằng vàng thành VND; không được huy động và cho vay bằng VND bảo đảm giá trị theo giá vàng. Tuy nhiên chính thông tư 22 là nguyên nhân khiến giá vàng và USD tăng cao bên cạnh tác động của giá vàng thế giới và việc điều chỉnh tỷ giá. Sự mất giá của VND đã làm cho Ngân hàng Nhà nước phải thực hiện liên tiếp 2 lần thay đổi tỷ giá trong năm. Sự chênh lệch giữa tỷ giá chợ đen và ngân hàng ngày càng rộng, xu hướng găm giữ đầu cơ USD trong nền kinh tế ngày càng gia tăng . Ngoài ra, do nhập siêu vẫn trong xu hướng tăng, áp lực về sự mất giá của VND vẫn còn, biến động của giá vàng thế giới cũng như trong nước lớn cũng góp phần đẩy tỷ giá lên cao. Tính đến cuối năm, tỷ giá VND/USD đã tăng 9,68% so với năm 2009. Năm 2011, chứng kiến lần điều chỉnh tỷ giá mạnh nhất của Ngân hàng Nhà nước, ngày 11/2, Ngân hàng Nhà nước đã tăng tỷ giá từ 18.932 đồng lên 20.693 đồng 1USD, đồng thời thu hẹp biên độ giao dịch tỷ giá từ 3% xuống 1%. Chỉ sau 1 đêm giá trị VND đã hạ 9,3% so với đô la Mỹ. Sau điều chỉnh tỷ giá của Ngân hàng Nhà nước, tỷ giá ngoài thị trường tự do đã có biến động mạnh, một số thời điểm tỷ giá tự do lên mức 22.000 đồng/USD. Để đảm bảo ổn định tỷ giá, Chính phủ ban hành nghị định 95, phạt hành chính tới 500 triệu 29 đồng cho vi phạm trong lĩnh vực tiền tệ, ngân hàng. Việc kiên quyết sử dụng biện pháp hành chính trong kiềm chế giao dịch ngoại tệ ngoài chợ đen trong thời điểm này đã hạn chế được vấn đề hai tỷ giá song hành, gây khó khăn cho doanh nghiệp. Bên cạnh việc tăng tỷ giá thì giá vàng cũng đã tăng 24,09% so với cuối năm 2010, mức tăng cao nhất đạt 40% khi giá vàng đạt đỉnh 49,2 triệu đồng/lượng vào ngày 23/8/2011, tăng hơn 20 triệu đồng so với cùng kỳ năm trước. Giá vàng tăng mạnh đẩy nhu cầu mua lên cao. Ngân hàng Nhà nước đã phải cho phép SJC và 5 ngân hàng thương mại được bán vàng bình ổn là Sacombank, ACB, Techcombank, DongABank và Eximbank; lượng vàng bán ra đạt trên 10 tấn trong vòng 2 tuần. Nhờ đó đến cuối năm, giá vàng trong nước đã giảm xuống 43-45 triệu đồng/lượng. Năm 2012, tốc độ tăng bình quân giá vàng năm 2012 so với năm 2011 vẫn còn cao (tăng 7,83%), nhưng đã thấp hơn nhiều so với tốc độ tăng tương ứng của năm 2011 so với năm 2010 (tăng 39%). Giá vàng năm 2012 chỉ tăng nhẹ 0.4% là do nhiều nguyên nhân. Nguyên nhân quan trọng là do lạm phát đã được kiềm chế khi tốc độ tăng giá tiêu dùng (CPI) năm 2012 đã chậm lại so với năm trước và thấp hơn mục tiêu đề ra, ngoài ra còn vì lãi suất tiết kiệm được duy trì ở mức thực dương trong thời gian khá dài. Hạn chế, bất cập của giá vàng trong năm 2012 là chênh lệch giữa giá vàng ở thị trường trong nước với giá vàng trên thị trường thế giới khá lớn (có thời điểm lên tới trên 5 triệu đồng/lượng) và kéo trong thời gian khá dài. Tuy nhiên, với những biện pháp kiên quyết trong triển khai nội dung quản lý vàng miếng theo Nghị định 24/NĐ-CP từ ngày 10/1 đã cho thấy khả năng bước đầu khắc phục được bất cập trên. Tỷ giá trong năm biến động ổn định, một phần do việc nhập khẩu vàng được quản lý chặt nên giá USD không những không tăng mà còn giảm 0,96%. 6 tháng đầu năm 2013, giá vàng trong nước 6 tháng đầu năm 2013 có diễn biến tương tự diễn biến giá vàng trên thị trường quốc tế. Cụ thể, giá vàng trong nước lên cao nhất tại mức 46,85 triệu đồng/ lượng ngày 03/01 và thấp nhất tại mức 35,30 triệu đồng/lượng ngày 28/06. Mặc dù Ngân hàng Nhà nước đã tổ chức 37 phiên đấu thầu bán vàng miếng với tổng khối lượng vàng đưa ra cung ứng là 957.000 lượng nhưng chênh lệch giữa giá vàng quốc tế và trong nước vẫn khá lớn, tính đến cuối tháng 6, mức chênh lệch này là khoảng 5 triệu đồng/lượng. Tỷ giá hối đoái tiếp tục ổn định kéo dài đến hết quý I/2013. Nhưng đến đầu quý II/2013, thị trường đã có những biến chuyển. Cụ thể từ cuối tháng 30 4/2013 đến cuối tháng 6/2013, nhiều ngân hàng thương mại đã nâng giá USD lên kịch trần cho phép 1 USD đổi 21.036 VND. Trước áp lực đó cộng với diễn biến kinh tế vĩ mô khác, kể từ ngày 28/6/2013, Ngân hàng Nhà nước đã điều chỉnh tăng tỷ giá liên ngân hàng lên thêm 1% so với trước đó. Theo đó, các ngân hàng thương mại cũng đồng loạt điều chỉnh tăng tỷ giá mua bán ngoại tệ của mình. Nếu nhìn vào diễn biến tỷ giá dài hơn, tức là trong 5 năm gần đây có thể thấy, theo số liệu công bố của Tổng cục Thống kê, 6 tháng đầu năm 2013 (tính đến trước ngày 28/6/2013) chỉ tăng có 0,84%. 3.2 QUÁ TRÌNH HÌNH THÀNH VÀ PHÁT TRIỂN CỦA HOSE 3.2.1 Khái quát về sự hình thành HOSE Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) là một đơn vị trực thuộc Ủy ban Chứng khoán Nhà nước có nhiệm vụ quản lý hệ thống giao dịch chứng khoán niêm yết của Việt Nam. Tổ chức hoạt động của Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh được thực hiện dưới hình thức công ty trách nhiệm hữu hạn một thành viên Nhà nước với số vốn điều lệ là một nghìn tỷ đồng. Quá trình hình thành thị trường chứng khoán Việt Nam bắt nguồn từ kế hoạch thực hiện chủ trương xây dựng và phát triển kinh tế thị trường từ những năm đầu thập niên 90 của Chính phủ. Trên cơ sở đề án của các Bộ, Ngành, ngày 28/11/1996 Chính phủ đã ban hành nghị định số 75/1998/NĐ-CP về việc thành lập Ủy ban Chứng khoán Nhà nước và giao cho đơn vị này chuẩn bị các điều kiện cần thiết cho việc ra đời thị trường chứng khoán. Ngày 11/07/1998, với Nghị định số 48/CP về Chứng khoán và Thị trường chứng khoán, thị trường chứng khoán Việt Nam chính thức được khai sinh. Cũng trong ngày 11/07/1998, Thủ tướng Chính phủ ký Quyết định số 127/1998/QĐ-TTg thành lập Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. Hai năm sau, vào ngày 28/07/2000, phiên giao dịch đầu tiên với 2 mã cổ phiếu niêm yết đã chính thức được tổ chức tại Trung tâm Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, đánh dấu một bước ngoặt lịch sử của thị trường chứng khoán Việt Nam. Nhằm đáp ứng sự phát triển nhanh chóng của thị trường, đáp ứng quá trình đổi mới nền kinh tế, tái cơ cấu các doanh nghiệp, ngày 11/05/2007 Thủ tướng Chính phủ đã ký quyết định số 599/QĐ chuyển Trung Tâm thành Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, hoạt động theo mô hình Công ty trách nhiệm hữu hạn một thành viên Nhà nước với 100% vốn chủ sở hữu thuộc Bộ Tài chính. Việc chuyển đổi mô hình đã giúp HOSE có một vị trí tương xứng với các Sở Giao dịch khác trên thế giới trong mối quan hệ và hợp 31 tác quốc tế, từ đó nâng cao vị trí và tầm ảnh hưởng của thị trường chứng khoán Việt Nam. 3.2.2 Sự phát triển của HOSE từ giai đoạn hình thành đến nửa đầu năm 2013 Nếu xét về bề dày lịch sử thì thị trường chứng khoán Việt Nam ra đời trễ hơn so với các nước trong khu vực và trên thế giới tuy nhiên với sự phát triển nhanh và sôi động, thị trường chứng khoán Việt Nam đã thu hút được rất nhiều sự quan tâm của các nhà đầu tư trong và ngoài nước. Cùng với sự hình thành và phát triển 13 năm, thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua những biến động thăng trầm ở từng giai đoạn khác nhau. Nguồn: Sở Giao dịch chứng khoán TP. HCM Hình 3.4 Diễn biến thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 01/2001- 06/2013 3.2.2.1 Giai đoạn 2000-2005: Giai đoạn khởi đầu của thị trường chứng khoán Việt Nam Khi đưa vào vận hành Trung tâm giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh vào ngày 20/07/2000 và thực hiện phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28/07/2000 thì ở thời điểm lúc bấy giờ thị trường chứng khoán Việt Nam chỉ có 2 doanh nghiệp niêm yết 2 loại cổ phiếu (REE và SAM) với số vốn 270 tỷ đồng và một số ít trái phiếu Chính phủ được niêm yết giao dịch. Từ thời điểm thành lập cho đến 2005, thị trường luôn trong trạng thái ảm đảm, 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 tới 70% giá trị, chỉ số VN-Index sụt từ 32 571,04 điểm vào ngày 25/4/2001 xuống chỉ còn khoảng 200 điểm vào tháng 10/2001. Trong 4 tháng “hoảng loạn” này, trong khi nhiều nhà đầu tư tháo chạy khỏi thị trường thì một số nhà đầu tư khác vẫn bình tĩnh bám trụ, âm thầm mua bán và tiếp tục kiếm được lợi nhuận. Từ ngày 27/06/2001 đến ngày 24/10/2003, thị trường giảm sút nhanh và mạnh. Đặc biệt trong giai đoạn giữa năm 2001 đến cuối năm 2001, mặc dù thị trường có những phiên tăng điểm trở lại, nhưng cũng không thể cứu vãn được xu thế chung là đi xuống. Từ đầu năm 2002 đến tháng 10/2003, giá cổ phiếu vẫn trong tình trạng trì trệ và liên tục giảm, chỉ số VN-Index chủ yếu xoay quanh mức 180-200 và chạm “đáy” trong lịch sử thị trường chứng khoán vào ngày 24/10/2003 với điểm số là 130,90. Thời điểm đó được xem như là “ngày thứ sáu đen tối” và được các chuyên gia chứng khoán nhận định rằng phải mất từ 2 đến 3 năm nữa mới phục hồi được. Từ ngày 27/10/2003 đến cuối năm 2005, giá cổ phiếu tăng khá mạnh với tổng khối lượng giao dịch lớn. Đặc biệt là từ đầu năm 2004, thị trường khởi sắc với những tín hiệu đáng mừng. Chỉ số VN-Index vào ngày 17/03/2004 đã là 260,71 điểm, gấp đôi số điểm lúc chạm “đáy” và tiếp tục tăng đều cho đến cuối năm 2005. Khi đó, Trung tâm giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh đã có 32 cổ phiếu và 1 chứng chỉ quỹ đang được giao dịch. Trong 5 năm chỉ số VN-Index cao nhất đạt 300 điểm, mức thấp nhất đạt 130 điểm. Lý do chính là ít hàng hoá, các doanh nghiệp niêm yết nhỏ, không nổi tiếng, không hấp dẫn nhà đầu tư trong nước. 3.2.2.2 Giai đoạn 2006: Sự phát triển đột phá của thị trường chứng khoán Việt Nam Mốc thời gian kể từ đầu năm 2006 được coi là mang tính chất phát triển đột phá, tạo cho thị trường chứng khoán Việt Nam một diện mạo hoàn toàn mới. Với mức tăng trưởng đạt tới 60% từ đầu đến giữa năm 2006, thị trường chứng khoán Việt Nam trở thành điểm có tốc độ tăng trưởng nhanh thứ 2 thế giới, chỉ sau Dim-ba-buê. Và sự bừng dậy của thị trường non trẻ này ngày càng thu hút các nhà đầu tư trong và ngoài nước. Năm 2006, thị trường chứng khoán Việt Nam có sự phát triển vượt bậc, chỉ số Vn-Index tại sàn giao dịch thành phố Hồ Chí Minh tăng 144% trong năm và đến cuối năm thì tăng 2,5 lần so với đầu năm. Trong vòng một năm, chỉ số Vn-Index tăng hơn 500 điểm, từ hơn 300 điểm cuối 2005 lên hơn 800 điểm cuối 2006 (kỷ lục được xác lập ở mốc 809,86 điểm) được các thị trường trên thế giới thừa nhận là quá ấn tượng. Tính đến phiên 29/12/2006, Trung tâm Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh đã có sự góp mặt của 106 cổ phiếu, 2 chứng chỉ quỹ và 367 33 trái phiếu với tổng giá trị niêm yết theo mệnh giá là trên 72 nghìn tỷ đồng. Tuy nhiên trong khoảng từ giữa đến cuối năm 2006, tình trạng đầu tư vào cổ phiếu ở nước ta bắt đầu mang tâm lý bầy đàn và xuất hiện những người mua bán theo phong trào, qua đó đẩy thị trường chứng khoán vào tình trạng nóng lên và dần xuất hiện hiện tượng bong bóng. 3.2.2.3 Giai đoạn 2007: Giai đoạn thị trường chứng khoán bùng nổ 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. VN-Index đạt đỉnh với 1.170,67 điểm và khi kết thúc phiên giao dịch vào cuối năm, VN-Index đạt 927,02 điểm. Như vậy sau 1 năm hoạt động VNIndex đạt được mức tăng trưởng là 23,3% so với mức điểm thiết lập vào cuối năm 2006. Tính đến ngày 28/12/2007, Sở giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh đã thực hiện được 248 phiên giao dịch 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, gấp 2 lần khối lượng và 2,8 lần giá trị giao dịch so với năm 2006. Bình quân mỗi phiên giao dịch có 9,2 triệu chứng khoán được chuyển nhượng tương đương với 980 tỷ đồng. 3.2.2.4 Giai đoạn 2008 - 2009: Giai đoạn biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam từ khủng hoảng kinh tế toàn cầu Trong giai đoạn quý I và II/2008, VN-Index có những phiên giảm điểm liên tục cùng với khối lượng giao dịch cũng giảm làm VN-Index rơi xuống đáy 366,02 điểm vào cuối quý II/2008, tính thanh khoản rất kém bình quân chỉ có 5.942.920 cổ phiếu được giao dịch mỗi ngày, lợi nhuận bình quân các công ty năm 2008 giảm tới 30%. Tuy nhiên nhờ những tin tốt lành từ chính sách nền kinh tế vĩ mô, nên quý III/2008, VN-Index liên tục tăng trong 10 phiên liên tiếp, tính thanh khoản rất khả quan với bình quân 17.486.971 cổ phiếu được giao dịch mỗi ngày. Tiếp theo sau đó là những chuỗi ngày giảm điểm của VNIndex rơi xuống đáy 235,5 điểm vào cuối tháng 2/2009. Tuy nhiên, bước sang tháng 3/2009, các nhà đầu tư đã lấy lại được niềm tin khi thị trường có một tháng tăng điểm ấn tượng nhất kể từ tháng 11/2008, VN-Index không chỉ khởi sắc về điểm số mà khối lượng giao dịch cũng tăng mạnh. Thị trường chứng khoán Việt Nam vươn tới đỉnh 624,10 điểm, đây là một bước tiến dài thật sự khi VN-Index đã đạt tốc độ tăng lớn thứ 8 trong tổng số 89 chỉ số chứng khoán quan trọng trên thế giới và đạt kỷ lục về khối lượng cũng như giá trị giao dịch tại sàn HOSE được thiết lập vào ngày 22/10/2009 với hơn 136 triệu cổ phiếu, tương ứng 6,414 nghìn tỷ đồng được giao dịch. Thị trường chứng khoán tăng trưởng mạnh mẽ nằm ngoài 34 dự đoán của giới chuyên gia và trở thành điểm sáng ấn tượng khi có tốc độ phục hồi nhanh nhất châu Á. 3.2.2.5 Giai đoạn 2010: Ảnh hưởng mạnh mẽ từ các doanh nghiệp, yếu tố vĩ mô trong nước và khủng hoảng nợ Châu Âu Thị trường chứng khoán năm 2010 với liên tiếp các phiên giảm điểm ảnh hưởng bởi thông tin không chính thức từ việc tăng lãi suất cơ bản và Dragon Capital thoái vốn, VN-Index rơi mạnh từ 530 xuống còn 478 điểm. Tiếp đó VN-Index tăng quay lại ngưỡng 530 do được hỗ trợ bởi thông tin lãi suất cơ bản vẫn được giữ ở mức 8% và việc phát hành thành công 1 tỷ USD trái phiếu Chính phủ tại thị trường Mỹ. Việc ANZ thoái vốn tại STB cũng là nhân tố chính khiến VN-Index bắt đầu một giai đoạn giảm nhẹ. Kỳ vọng về kết quả kinh doanh quý 1 của các doanh nghiệp khiến VN-Index tăng nhẹ trở lại vào cuối tháng tư và đạt được đỉnh cao nhất trong năm ở giai đoạn này với mốc điểm 549,51 được thiết lập ngày 6/5/2010. Sau khi lập đỉnh, VN-Index quay đầu giảm điểm do ảnh hưởng từ khủng khoảng nợ châu Âu lan rộng mà khơi ngòi là Hy Lạp. Tiếp đó, tin đồn về thông tư 13 ra đời đã kiến cho VN-Index tiếp tục rơi và tạo đáy trong năm 2010 tại mức 423,89 ngày 25/08. Vào cuối tháng 7, VN-Index tiếp tục bị giáng một đòn khá mạnh từ thông tin Chính phủ quyết định tái cơ cấu tập đoàn công nghiệp tàu thủy Vinashin với khoản nợ là 4,5 tỷ USD, cũng góp một phần không nhỏ vào việc tiếp tục đẩy VN-Index rơi mạnh vào đầu tháng 8. Cuối tháng 11, khi mà tất các các tin tức vĩ mô ảnh hưởng xấu đến thị trường đều đạt đến đỉnh điểm, như lãi suất cơ bản tăng từ 8% lên 9%, vàng và USD đều có một giai đoạn tăng nóng. Dòng tiền bắt đầu chảy vào chứng khoán khi nhận thấy kênh này có thể đem lại được lợi nhuận cao, một loạt các cổ phiếu đã có quá trình giảm sâu, giảm mạnh hơn rất nhiều so với tốc độ giảm của VN-Index đồng loạt tăng trần đã kích thích các nhà đầu tư nhảy vào. Các cổ phiếu chứng khoán, tài chính, bất động sản lần lượt là điểm sáng kéo thị trường tăng mạnh vào thời điểm gần cuối năm. 3.2.2.6 Giai đoạn 2011: Sự tác động từ thị trường bất động sản đóng băng Thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2011 biến động theo xu hướng khác so với năm 2010. Nếu như trong năm 2010 xu hướng chủ đạo là đi ngang với khối lượng giao dịch trung bình khoảng 47 triệu cổ phiếu, thì xu hướng chính của năm 2011 là giảm điểm với các phiên giảm liên tục cùng với thanh khoản giảm 43% so với năm trước. Phiên giao dịch cuối cùng, chỉ số VNIndex đóng cửa tại mức thấp nhất trong năm 351,64 điểm. Như vậy nếu so với cuối năm 2010 chỉ số đã giảm 28%. Nhóm cổ phiếu bị ảnh hưởng nặng nề 35 nhất trong năm là nhóm ngành chứng khoán và bất động sản. Trong đó, có khá nhiều mã cổ phiếu đã mất đến 80-90% giá trị so với thời điểm đầu năm. Năm 2011, niềm tin của giới đầu tư vào thị trường sụt giảm mạnh mẽ, khi liên tiếp các thông tin vỡ nợ từ những vụ tín dụng đen có liên quan đến lĩnh vực bất động sản và chứng khoán lần lượt được đưa ra ánh sáng. Đồng thời, đây cũng là năm của rất nhiều phiên bán sàn hàng loạt, thanh khoản thấp, người bán không có người mua, giá cổ phiếu xuống quá thấp. Nếu như cuối năm 2010 toàn thị trường có 75 mã cổ phiếu và chứng chỉ quỹ thấp hơn mệnh giá thì đến cuối năm 2011 số lượng đã tăng lên tới 434 mã, chiếm 62% toàn thị trường, trong số đó có tới 42% dưới 5.000 đồng và thậm chí mã VKP chỉ có giá 900 đồng và chỉ có 9 mã cổ phiếu có giá trên 50.000 đồng. Có thể nói đây là năm mà giá cổ phiếu rẻ nhất từ trước tới nay, thậm chí còn rẻ hơn thời kỳ khủng hoảng 2009 khi đó đáy của VN-Index là 235 điểm. Cùng với đó giá trị vốn hóa của toàn thị trường cũng chỉ đạt 537.505 tỷ đồng, giảm 25% so với 2010 và tương đương 27% GDP. 3.2.2.7 Giai đoạn 2012: Hai nửa khác biệt của sự tăng giảm - 5 tháng đầu năm 2012: Thị trường bứt phá trong những ngày đầu năm 2012 như một lò xo nén sau một quãng thời gian dài giảm điểm của năm 2011. Các thông tin đẩy thị trường tăng vọt trong giai đoạn nửa đầu năm 2012 bao gồm: + Thông tin Thủ tướng Chính phủ ký ban hành 3 văn bản thúc đẩy hoạt động và tăng cường quản lý thi trường chứng khoán Việt Nam; + Sự ra đời của chỉ số VN30-Index; + Động thái cắt giảm lãi suất nhanh và mạnh từ 14%/năm xuống 9%/năm; + Kéo dài thời gian giao dịch buổi chiều. Các thông tin này khiến VN-Index đã tăng gần 40% trong vòng 5 tháng so với cuối năm 2011 và trở thành một trong những thị trường chứng khoán tăng ấn tượng nhất trên thế giới. Tuy nhiên thành quả này đã bị đánh mất hoàn toàn sau ngày 9/5/2012. - Nửa cuối thất bại của năm 2012: Nợ xấu tăng cao, thị trường gần như bị tê liệt sau thông báo chính thức của Ngân hàng Nhà nước về tỷ lệ nợ xấu của toàn hệ thống lên tới 10% thay vì 4% như các ngân hàng thương mại báo cáo. Những bất ổn vĩ mô và hệ thống ngân hàng bắt đầu xuất hiện. Niềm tin thị 36 trường càng lung lay hơn sau sự việc Habubank công bố tình hình tài chính đã được che đậy với tỷ lệ nợ xấu lên tới 13% và cần được giải cứu. Việc tái cơ cấu hệ thống ngân hàng được đẩy mạnh, SHB tham gia vào tái cơ cấu Habubank. Thị trường trở nên thiếu tiền trầm trọng, mặc dù lãi suất giảm mạnh song các doanh nghiệp không tiếp cận được vốn vay do các ngân hàng phải xử lý nợ xấu. Tình hình càng trở nên trầm trọng hơn sau ngày 21/8 – ngày được coi là “ngày thứ ba đen tối” của thị trường chứng khoán Việt Nam khi ông Nguyễn Đức Kiên – Phó Chủ tịch Hội đồng sáng lập của ngân hàng ACB bị bắt. Tiếp theo đó, lãnh đạo ngân hàng ACB bị khởi tố, Chủ tịch STB bị điều tra đã khiến lòng tin vào thị trường ngày càng lung lay. Cổ phiếu ngân hàng bị bán sàn liên tiếp khiến thị trường gần như lao dốc không phanh. So với đỉnh thiết lập tháng 5, mặc dù đã hồi phục đã cải thiện trong tháng 12 song VN-Index vẫn giảm 20%. Thanh khoản giảm mạnh và gần như cạn kiệt trong những ngày giao dịch tháng 11, bình quân giao dịch khớp lệnh 300 tỷ đồng/phiên, tuy nhiên nếu tính tổng thể cả năm 2012, quy mô giao dịch bình quân mỗi phiên đạt 1.316 tỷ đồng, tăng 28% so với năm 2011 nhờ kéo dài thời gian giao dịch buổi chiều. 3.2.2.8 Giai đoạn nửa đầu năm 2013: Tín hiệu của sự tăng trưởng vượt bậc trong thời kỳ tới Tuy nền kinh tế vẫn còn phải đối mặt với không ít khó khăn nhưng 6 tháng đầu năm 2013, các cán cân vĩ mô đã dần trở nên cân bằng và có tính ổn định cao. Điều này được thể hiện qua nhiều mục tiêu điều hành vĩ mô mà Chính phủ kiên định theo đuổi đã bước đầu mang lại kết quả tích cực như: lạm phát được kiềm chế, mặt bằng lãi suất cho vay giảm xuống từ 11 - 15%, tỷ giá cơ bản ổn định, dự trữ ngoại hối tăng khá. Bên cạnh đó, nhiều chính sách hỗ trợ nền kinh tế được Chính phủ ban hành như: Gói giải pháp hỗ trợ doanh nghiệp, khơi thông thị trường do Bộ Tài chính đề xuất, Chính phủ quyết định thành lập Công ty Quản lý tài sản của các tổ chức tín dụng Việt Nam (VAMC), Gói tín dụng ưu đãi hỗ trợ thị trường bất động sản trị giá 30.000 tỷ đồng chính thức có hiệu lực... Tất cả những yếu tố trên đã góp phần tác động tích cực đến tâm lý nhà đầu tư, tạo động lực giúp thị trường chứng khoán khởi sắc trong 6 tháng đầu năm. Khối lượng giao dịch toàn thị trường đã tăng khoảng hơn 30% so với cùng kỳ năm trước, trong đó riêng khối lượng giao dịch cổ phiếu, chứng chỉ quỹ ước tăng 12%. Tính đến ngày 16/6/2013, chỉ số VN-Index đã đạt mức tăng 216,6% so với đáy ngày 24/2/2009 và tăng 26,8% so với thời điểm 6/1/2012. Tính từ đầu năm đến nay, mức cao nhất chỉ số VN-Index đạt được là 37 524,56 điểm, xác lập vào ngày 10/6/2013 (khối lượng giao dịch lên tới hơn 94 triệu cổ phiếu, tương đương gần 1.661 tỷ đồng). Trong 6 tháng đầu năm 2013, dòng vốn ngoại chảy vào thị trường có diễn biến tích cực. Tổng lượng vốn đầu tư gián tiếp ước đạt 160 triệu USD, tăng 30% so với cùng kỳ năm ngoái. Nhiều nhà đầu tư tổ chức lớn đang xúc tiến các hoạt động để giải ngân vào thị trường chứng khoán Việt Nam. Đầu tháng 6/2013, hãng tin Reuters đã công bố dữ liệu về diễn biến của các thị trường châu Á kể từ đầu năm 2013 đến nay. Theo đó, nếu tính theo USD, mức tăng trưởng của thị trường chứng khoán Việt Nam ước đạt 23%, đứng đầu khu vực châu Á. 3.2.3 Một số thành tựu và hạn chế của thị trường chứng khoán Việt Nam Trải qua 13 năm hình thành và phát triển, thị trường chứng khoán Việt Nam được đánh giá là thị trường năng động đầy tiềm năng với tốc độ tăng trưởng theo cấp số nhân do những thành tựu đạt được, song vẫn còn những hạn chế không thể tránh khỏi của một thị trường mới nổi, đang phát triển. 3.2.3.1 Những thành tựu - Quy mô thị trường tăng nhanh, từng bước đóng vai trò là kênh dẫn vốn trung và dài hạn quan trọng. Số lượng công ty niêm yết tăng nhanh góp phần tăng cung hàng hóa và tính thanh khoản cho thị trường. Ban đầu với 2 cổ phiếu được niêm yết, qua 13 năm hoạt động đã thu hút số lượng doanh nghiệp niêm yết (tính đến thời điểm 28/6/2013) tại sàn thành phố Hồ Chí Minh là 326, tại sàn Hà Nội là 407, sàn Upcom là 136 và sàn OTC là 1909. Mức vốn hóa toàn thị trường là 900.166 tỷ đồng, tương đương 42,86 tỷ USD. - Hệ thống các định chế trung gian và dịch vụ chứng khoán ngày càng phát triển cả về số lượng, chất lượng hoạt động và năng lực tài chính.Số lượng công ty chứng khoán, công ty quản lý quỹ ngày càng tăng. Khi thị trường mới đi vào hoạt động chỉ có 7 công ty chứng khoán, sau 13 năm hoạt động đã có khoảng 200 công ty chứng khoán thành viên. - Hệ thống các nhà đầu tư trong và ngoài nước phát triển mạnh cả về số lượng và chất lượng. Năm 2000, chỉ có khoảng 3.000 tài khoản chứng khoán thì đến năm 2012 tổng số tài khoản giao dịch của các nhà đầu tư đã lên gần 1.262 nghìn tài khoản, trong đó tài khoản của nhà đầu tư nước ngoài là 16.000. 3.2.3.2 Những hạn chế - Chỉ số chứng khoán biến động mạnh và không ổn định. Có lúc tăng lên rất cao (1.170,76 điểm vào tháng 3/2007) nhưng cũng có lúc xuống rất thấp (251,44 điểm vào tháng 3/2009). Ngoài ra, dao động của chỉ số chứng khoán 38 Việt Nam là rất lớn, VN-Index biến động tăng giảm một phiên có thể lên đến 25 điểm, trong khi đó chỉ số chứng khoán các nước khác chỉ tăng giảm từ 2 đến 3 điểm. - Hàng hóa còn hạn chế về quy mô và cơ cấu. Nếu so với khi mới bắt đầu thành lập thì có sự phát triển nhưng so với các nước trên thế giới thì số lượng cổ phiếu như vậy là tương đối nhỏ đối với tiềm năng của nền kinh tế. - Hoạt động của các tổ chức trung gian và hỗ trợ thị trường còn nhiều hạn chế. Đội ngũ nhân viên hành nghề còn yếu về trình độ, kinh nghiệm và kỹ năng nghề nghiệp. Số lượng các tổ chức kinh doanh và cung cấp dịch vụ cho thị trường chứng khoán tăng quá nhanh, với năng lực về vốn và chuyên môn chưa cao, tiềm ẩn rủi ro hệ thống và chưa tương xứng với hiệu quả hoạt động chung của thị trường. - Hệ thống pháp lý chưa hoàn thiện, liên tục thay đổi, bổ sung, song cho đến thời điểm này vẫn chưa hoàn thiện. Còn thiếu rất nhiều các quy định cũng như cần phải sửa đổi, bổ sung cho phù hợp với tình hình phát triển mới. Một số quy định của văn bản hướng dẫn Luật Chứng khoán còn chồng chéo, chưa thống nhất với các văn bản pháp luật khác. Việc ban hành các quy định pháp lý nhìn chung đều có độ trễ so với mục tiêu đề ra, đồng thời, nhiều quy định tại Luật Chứng khoán chưa được hướng dẫn thực hiện. Hệ thống giám sát, phòng ngừa rủi ro, phòng ngừa khủng hoảng chưa phát triển tương ứng với sự phát triển của thị trường. 39 CHƯƠNG 4 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CÁC CỔ PHIẾU NIÊM YẾT TRÊN SỞ GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH 4.1 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN SỮA VIỆT NAM 4.1.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu VNM Công ty cổ phần Sữa Việt Nam (Vinamilk), mã chứng khoán VNM, tiền thân là công ty Sữa - Cafe Miền Nam, với vốn điều lệ hiện nay đạt 8.339.570.710.000 đồng. Vinamilk là doanh nghiệp hàng đầu tại Việt Nam về sản xuất sữa và các sản phẩm từ sữa, chiếm khoảng 39% thị phần toàn quốc với trên 240 nhà phân phối và 140.000 điểm bán hàng. Ngoài ra, Vinamilk còn xuất khẩu sản phẩm sang các nước Mỹ, Đức, Canada, Trung Quốc,…Cổ phiếu VNM được niêm yết chính thức vào ngày 19/01/2006 với giá chào sàn là 53.000 đồng/cổ phiếu, ngày 28/06/2013 cổ phiếu của công ty có giá đóng cửa đạt 132.000 đồng/ cổ phiếu. Công ty có số cổ phiếu lưu hành là 833.479.021 cổ phiếu với vốn hóa thị trường là 110.019,230 tỷ đồng tính đến 28/06/2013 và là doanh nghiệp có giá trị vốn hóa thị trường cao nhất tại thời điểm xét. 4.1.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VNM Sau khi tiến hành hồi quy các biến số ta thu được kết quả Bảng 4.1: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty sữa Việt Nam Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) 1,33830 0,67017 0,39785 -0,39328 0,44373 Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 88 0,3389 0,3070 10,64a a: mức ý nghĩa 1% 40 0,76 6,37a 0,29 -1,26 0,35 Ta có thể nhận thấy mô hình có ý nghĩa ở mức 1% với R2 là 0,3389 và R2 điều chỉnh là 0,3070. Tuy nhiên lần lượt các biến CPI, giá vàng, tỷ giá đều không có ý nghĩa trong mô hình. Bên cạnh đó mô hình không bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến và tự tương quan. Sự biến động của mô hình lúc này chủ yếu được giải thích bằng biến VNIndex với mức ý nghĩa tương ứng cũng là 1%. Biến VN-Index có hệ số β = 0,67 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu VNM chỉ tăng hay giảm một lượng là 0,67% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Việc cải thiện mô hình là không khả thi và đây là mô hình tốt nhất cho công ty Vinamilk với các dữ liệu đã xử lý. 4.2 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU TỔNG CÔNG TY KHÍ VIỆT NAM 4.2.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu GAS Vào ngày 20/09/1990, PV Gas được thành lập trên cơ sở ban quản lý công trình dầu khí Vũng Tàu với tên gọi ban đầu là Công ty Khí đốt với mục đích chính nhằm tận dụng khai thác nguồn khí đồng hành từ mỏ Bạch Hổ. Từ đó công ty ngày một lớn mạnh khi lần lượt trở thành công ty chế biến và kinh doanh các sản phẩm khí vào năm 1995 và chuyển đổi thành công ty trách nhiệm hữu hạn một thành viên vào tháng 11/2006. Đến thời điểm 07/2007, công ty chính thức trở thành Tổng Công ty Khí Việt Nam và 4 năm sau đó thực hiện cổ phần hóa công ty vào 05/2001 với hơn 2000 lao động và số vốn điều lệ là 18.950 tỷ đồng – số vốn điều lệ lớn nhất hiện nay trong số các công ty cổ phần tại Việt Nam. Cổ phiếu của công ty lần đầu phát hành vào ngày 21/06/2012 với giá mở cửa được thị trường đón nhận là 37.000 đồng/cổ phiếu, đến ngày 28/06/2013 giá cổ phiếu của công ty đã đạt 58.000 đồng/cổ phiếu. Với số lượng lưu hành là 1,895 tỷ cổ phiếu, vốn hóa thị trường của công ty tính đến 28/06/2013 đạt 109.910 tỷ đồng và là công ty có giá trị vốn hóa thị trường lớn thứ nhì tại Việt Nam. 4.2.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu GAS Sau khi tiến hành hồi quy các biến số ta thu được kết quả 41 Bảng 4.2: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty khí Việt Nam Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) 0,97558 -0,06580 5,79022 -2,07306 -11,97894 Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,23 -0,12 1,02 -1,33 -0,67 12 0,3122 -0,0808 0,79 Với thời gian phát hành cổ phiếu trên sàn giao dịch chỉ trong vòng 2 năm ngắn ngủi thì rõ ràng kết quả phân tích không đem lại cho ta một cái nhìn tổng quát nào về sự tác động của các biến đến với tỷ suất sinh lời cổ phiếu GAS. Mô hình lúc này không có ý nghĩa ở bất kỳ mức độ nào và đồng thời cũng không có biến độc lập nào có thể giải thích sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu. R2 điều chỉnh bằng -0,0808 thể hiện có sự không phù hợp trong việc chọn lựa biến giải thích mô hình. Bên cạnh đó khi áp dụng kiểm định Bgodfrey và Durbina, mô hình còn bị hiện tượng tự tương quan ở mức 10%, các hiện tượng khác không có dấu hiệu xuất hiện khi tiến hành kiểm định. Mặc dù tất cả các biến đều không có ý nghĩa nhưng hệ số β của các biến lại phản ánh khá đúng cho các hiện tượng kinh tế áp dụng cho một công ty thống lĩnh thị trường xăng dầu ở Việt Nam. - Hệ số β của CPI dương ý chỉ việc biến động cùng chiều giữa biến CPI và tỷ suất sinh lời cổ phiếu khi các yếu tố khác không đổi. Điều này ta có thể thấy rõ khi giá xăng dầu tăng để tìm kiếm lợi nhuận thì mặc định giá cả của các hàng hóa khác cũng sẽ tăng hay ngược lại việc tăng CPI hàng tháng sẽ làm tăng chi phí và công ty nhanh chóng phản ứng bằng cách trình báo Chính phủ để tăng giá. Giá xăng dầu tăng nhằm đảm bảo lợi nhuận thu được sẽ làm thị trường phản ứng tích cực đến cổ phiếu của công ty. - Hệ số β của giá vàng âm thể hiện việc biến động ngược chiều giữa biến giá vàng và tỷ suất sinh lời cổ phiếu khi các yếu tố khác không đổi. Điều này thể hiện qua việc giá vàng tăng thường là do bị ảnh hưởng gián tiếp bởi nền kinh tế bất ổn từ bên ngoài thông qua trung gian là giá vàng thế giới. Những lúc giá vàng thế giới tăng thì một mặt ngoài làm tăng giá vàng trong nước thì bên cạnh đó còn làm tăng giá xăng dầu nước ngoài và khiến chi phí nhập khẩu tăng, kéo theo sự ảnh hưởng đến hoạt động kinh doanh của công ty. Cũng có 42 thể kể đến việc các nhà đầu tư sẽ nhận định thị trường vàng lúc này là kênh hấp dẫn để đầu tư và chuyển sang kinh doanh qua đó làm mất một lượng vốn đáng kể cho thị trường chứng khoán và tác động mạnh đến giá cổ phiếu của công ty. - Hệ số β của tỷ giá âm thể hiện việc biến động ngược chiều giữa biến tỷ giá và tỷ suất sinh lời cổ phiếu khi các yếu tố khác không đổi. Điều này thể hiện rất rõ thông qua việc chi phí nhập khẩu xăng dầu của công ty sẽ tăng khi tỷ giá tăng và làm hoạt động kinh doanh của công ty khó khăn ảnh hưởng đến giá cổ phiếu.  Như vậy hệ số β là phù hợp với thực tế nhưng các chỉ số khác lại phản ánh sự không phù hợp của mô hình. Ta tiến hành tối ưu hóa mô hình bằng cách chạy các biến độc lập sớm hơn một thời kỳ so với biến phụ thuộc và thu được kết quả. Bảng 4.3: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty khí Việt Nam đã cải thiện thông qua điều chỉnh sớm một thời kỳ các biến độc lập Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1_n+1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2_n+1) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3_n+1) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4_n+1) 6,40274 0,81013 -7,10235 0,73390 32,24804 Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 2,36b 2,22c -1,92c 0,71 2.59b 12 0,7026 0,5326 4,13b b: mức ý nghĩa 5%; c: mức ý nghĩa 10% Sau khi tiến hành cải thiện, mô hình mới lúc này cho ra một kết quả hết sức bất ngờ khi ý nghĩa của mô hình đã ở mức 5% và không hề xảy ra hiện tượng tự tương quan, phương sai sai số thay đổi hay đa cộng tuyến. Song song với đó là R2 tăng lên 0,7026 và R2 điều chỉnh tăng lên thành 0,5326 ý chỉ đã có sự phù hợp của mô hình để giải thích cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu GAS với các biến CPI, giá vàng, tỷ giá và Vn-Index trong giai đoạn này. Trong các biến độc lập thì có tổng cộng 2 biến đã đạt được mức ý nghĩa 10% đó là biến CPI và VN-Index, riêng tỷ giá đạt được mức ý nghĩa 5%. Mặc dù ý nghĩa mô hình 5% xét về tiêu chuẩn 1% thì không có ý nghĩa nhiều trong thực tế cũng như mức ý nghĩa của các biến độc lập là 10% và 5% cũng không cao nhưng nếu xem lại mô hình cũ mà ta đã chạy thì mô hình mới lúc này đã có 43 bước tiến bộ vượt bậc, và sự cải thiện vượt bậc này khiến ta phải suy nghĩ đến một vấn đề là tại sao lại có sự khác biệt quá lớn giữa hai trường hợp: một là chạy các biến độc lập cùng thời gian với biến phụ thuộc và một là việc chạy các biến độc lập sớm một thời kỳ so với biến phụ thuộc. Nếu chú ý hơn ta có thể nhận thấy các hệ số β của các biến độc lập đã đổi chiều so với mô hình cũ. Việc sử dụng số liệu trước một thời kỳ của các biến độc lập kèm sự đổi chiều của hệ số các biến cho ta một nhận định về sự kỳ vọng cao của thị trường đối với tỷ suất sinh lời cổ phiếu GAS và sự lạc quan về các biện pháp điều tiết thị trường của Chính phủ lúc này của các nhà đầu tư. Cụ thể ta có thể phân tích thông qua các hệ số β như sau: - Hệ số β của biến CPI = -7,1 thể hiện sự biến động ngược chiều giữa số liệu CPI tháng trước so với tỷ suất sinh lời của cổ phiếu GAS hiện tại khi các yếu tố khác không đổi. Một ví dụ ta có thể thấy rất rõ đó là khi các nhà đầu tư thấy chỉ số CPI tháng trước tăng do chính sách nới lỏng tiền tệ của Chính phủ thì một bộ phận sẽ kỳ vọng thị trường vào hiện tại có xu hướng là tỷ giá sẽ tăng qua đó làm khó khăn cho việc nhập khẩu của công ty, thị trường phản ứng bằng cách giảm giá cổ phiếu ở hiện tại. Tương tự ta có thể giải thích trong trường hợp CPI tháng trước giảm bằng các biện pháp thắt chặt tiền tệ từ phía Chính phủ đã làm kỳ vọng tỷ giá tháng này sẽ giảm đã góp phần giảm tải chi phí nhập khẩu của công ty, mặt khác cung tiền giảm sẽ làm lãi suất ngân hàng giảm và dòng tiền sẽ dịch chuyển từ thị trường tiền tệ sang thị trường vốn qua đó làm tăng tỷ suất sinh lời cổ phiếu của công ty. - Hệ số β của biến giá vàng = 0,73 thể hiện việc biến động cùng chiều giữa số liệu giá vàng tháng trước so với tỷ suất sinh lời của cổ phiếu GAS hiện tại khi các yếu tố khác không đổi. Điều này có thể được giải thích khi các nhà đầu tư xem tình hình giá vàng tăng tháng trước thì một bộ phận sẽ kỳ vọng giá vàng tháng này sẽ giảm từ chính sách điều tiết gay gắt của Chính phủ trên thị trường vàng, một thị trường nhạy cảm của nền kinh tế Việt Nam. Từ đó với lý do kỳ vọng thị trường vào tháng này giá vàng sẽ giảm và ổn định lại sẽ làm mất đi cơ hội kinh doanh trên kênh đầu tư vàng đã kéo một lượng vốn nhất định về thị trường chứng khoán, mặt khác kỳ vọng giá vàng giảm cũng góp phần làm tỷ giá trong nước kịp điều tiết ổn định góp phần giảm tải chi phí cho công ty. Tất cả những yếu tố đó đã góp phần làm cho tỷ suất sinh lời cổ phiếu của công ty tăng lên. Tương tự ta có thể giải thích khi giá vàng giảm tháng trước do chính sách tăng cung vàng của Nhà nước trên thị trường sẽ buộc Nhà nước phải in thêm tiền để đổi lấy ngoại tệ nhập khẩu vàng hoặc thậm chí lấy ngoại tệ từ quỹ dự trữ ngoại hối quốc gia. Qua đó nguy cơ sẽ làm tăng tỷ giá tháng hiện tại và làm ảnh hưởng trực tiếp đến chi phí nhập khẩu xăng dầu của 44 công ty, thị trường phản ứng bằng cách giảm giá cổ phiếu và làm giảm tỷ suất sinh lời tương ứng. - Hệ số β của biến tỷ giá = 32,2 thể hiện việc biến động cùng chiều giữa số liệu tỷ giá tháng trước so với tỷ suất sinh lời của cổ phiếu GAS hiện tại khi các yếu tố khác không đổi. Tương tự phần trên ta cũng có thể thấy rõ khi các nhà đầu tư xem tình hình tỷ giá tăng tháng trước do Chính phủ thực hiện các chính sách nới lỏng tiền tệ thì kỳ vọng tháng này của nhà đầu tư chính là CPI sẽ tăng và công ty sẽ có dịp báo lỗ từ chi phí ngoại sinh và tìm mọi cách để tiếp tục tăng thêm giá xăng dầu. Tốc độ tăng giá cao hơn tốc độ tăng chi phí đầu vào đã làm kỳ vọng thị trường của công ty trong tháng này tăng lên. Tương tự ta cũng có thể giải thích khi tỷ giá giảm thông qua việc điều tiết của Chính phủ ở tháng trước bằng các biện pháp thắt chặt tiền tệ hay tung vàng ra thị trường thì khả năng CPI tháng hiện tại sẽ giảm. Việc CPI giảm sẽ góp phần làm giảm tải chi phí công ty và gây áp lực buộc công ty phải giảm giá xăng dầu để đảm bảo lợi ích kinh tế của đất nước. Phản ứng thị trường khi công ty giảm giá và không làm tăng thêm lợi nhuận sẽ làm giảm tỷ suất sinh lời cổ phiếu của nó. - Hệ số β của biến VN-Index = 0,81 trong mô hình lúc này đặc biệt hơn bản thân nó trong các mô hình khác đó là sớm một thời kỳ. Việc nhà đầu tư dựa vào chỉ số quá khứ của VN-Index để hỗ trợ chính cho việc đầu tư chỉ được giải thích bởi một lý do đó là thời gian niêm yết của công ty trên sàn giao dịch còn quá ngắn, tuy nhiên công ty này lại đứng trong top 10 những công ty có giá trị vốn hóa thị trường cao nhất trên sàn chứng khoán nên cổ phiếu của nó mang tính chất rất hấp dẫn. Việc đầu tư và giao dịch thể hiện trong mô hình đại diện cho vấn đề phân tích và thăm dò cổ phiếu của các nhà đầu tư trong giai đoạn này. Trên đây là những phân tích dựa vào mô hình đã cải thiện và ta thấy rất rõ khi hồi quy bằng các biến độc lập sớm một thời kỳ, mô hình giải thích khá bám sát vào các hiện tượng kinh tế thông qua các chính sách điều tiết nền kinh tế của Chính phủ cùng với lý giải về hành vi của các nhà đầu tư dựa vào cơ sở lý thuyết về sự kỳ vọng thị trường. Tuy nhiên vì bản thân số quan sát trong mô hình vẫn còn quá ít cũng như thực tế thị trường phản ứng cùng với tâm lý đầu tư phức tạp hơn rất nhiều nên mức ý nghĩa mô hình chỉ dừng lại ở mức 5% và cần có những nghiên cứu sâu hơn cho công ty trong thời gian tới. 45 4.3 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN CÔNG THƯƠNG VIỆT NAM 4.3.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu CTG Ngân Hàng Công Thương Việt Nam được thành lập từ năm 1988 sau khi tách ra từ Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, nắm giữ vai trò quan trọng và là trụ cột của ngành ngân hàng Việt Nam. VietinBank là ngân hàng đầu tiên của Việt Nam được cấp chứng chỉ ISO 9001:200 và là thành viên của hiệp hội ngân hàng Việt Nam, hiệp hội các ngân hàng Châu Á, hiệp hội tài chính viễn thông liên ngân hàng toàn cầu (SWIFT), Tổ chức phát hành và thanh toán thẻ VISA, MASTER quốc tế. Từ lúc bắt đầu thành lập cho đến nay VietinBank luôn đi tiên phong trong việc ứng dụng công nghệ hiện đại và thương mại điện tử tại Việt Nam với vị thế là 1 trong 4 ngân hàng thương mại lớn nhất thị trường hiện nay. VietinBank cổ phần hóa vào ngày 25/12/2008 và bắt đầu phát hành cổ phiếu vào ngày 16/07/2009 với giá chào sàn là 40.000 đồng/cổ phiếu. Tính đến thời điểm 28/06/2013, VietinBank có 3.266.144.348 cổ phiếu đang lưu hành với giá đóng cửa trong ngày đạt 20.000 đồng/cổ phiếu, qua đó nâng giá trị vốn hóa thị trường của ngân hàng lên 65.322,886 tỷ đồng đứng thứ 3 trên sàn giao dịch Việt Nam. 4.3.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu CTG Ta tiến hành hồi quy mô hình và thu được kết quả như sau: Bảng 4.4: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu CTG Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -4,51124 -2,44b Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,53805 4,08746 -0,66569 1,50637 3,4a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 2,51b -1,84c 1 47 0,3128 0,2473 4,78a a: mức ý nghĩa 1%; b: mức ý nghĩa 5%; c: mức ý nghĩa 10% Thông qua kết quả đạt được, ta có thể thấy mô hình có ý nghĩa ở mức 1% với R2 và R2 điều chỉnh ở mức tương đối thấp lần lượt là 0,3128 và 0,2473 mặc dù có 3 trong tổng cộng 4 biến có ý nghĩa trong mô hình. Cụ thể biến CPI 46 có ý nghĩa ở mức 5%, biến giá vàng có ý nghĩa ở mức 10% và biến VN-Index có ý nghĩa ở mức 1%. Bên cạnh đó mô hình cũng không có các hiện tượng gây ra sai số và cũng đã là mô hình tối ưu nhất đạt được. Biến CPI có hệ số β = 4,087 thể hiện khi chỉ số CPI tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu CTG sẽ tăng hay giảm 4,087% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Liên hệ với thực tế về sự hợp lý của nó ta có thể thấy rằng khi CPI hiện tại tăng sẽ sớm làm tăng lãi suất ngân hàng và do đó làm lợi nhuận của ngân hàng trong ngắn hạn cũng sẽ tăng theo, mặc khác lãi suất ngân hàng tăng sẽ thu hút được một lượng tiền gửi lớn tạo tiền đề nâng cao doanh số tín dụng. Thị trường phản ứng bằng cách tăng tỷ suất sinh lời cổ phiếu, tương tự ta có thể giải thích trong trường hợp giảm giá cổ phiếu. Hệ số β của biến giá vàng bằng -0,665 thể hiện khi giá vàng tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu CTG sẽ giảm hay tăng 0,665% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Liên hệ với thực tế ta có thể thấy giá vàng biến động là sự báo hiệu của nền kinh tế bất ổn với lạm phát tăng cao kèm theo tỷ giá biến đổi mạnh, nguy cơ lo sợ từ phía người dân kéo theo việc giảm tiêu dùng của nền kinh tế cũng như hành động mua vàng tích trữ làm nền kinh tế thất thoát một lượng lớn vốn để tái đầu tư. Do đó các doanh nghiệp lúc này sẽ gặp khó khăn khi kinh doanh dẫn đến khó tiếp cận vốn vay và trả nợ ngân hàng. Ngoài ra vàng là kênh kinh doanh đầy rủi ro nên các nhà đầu tư cũng không lạc quan đến các nghiệp vụ về vàng của ngân hàng. Thị trường phản ứng bằng cách giảm tỷ suất sinh lời của cổ phiếu. Tương tự ta có thể giải thích trong trường hợp vàng giảm giá. Hệ số β của biến VN-Index bằng 0,538 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời của cổ phiếu CTG sẽ tăng hay giảm 0,538% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. 4.4 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM 4.4.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu VCB Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam trước đây, nay là ngân hàng thương mại cổ phần Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank) chính thức đi vào hoạt động ngày 01/4/1963, với tổ chức tiền thân là Cục Ngoại hối (trực thuộc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam). Là ngân hàng thương mại Nhà nước đầu tiên được Chính phủ lựa chọn thực hiện thí điểm cổ phần hoá, ngân hàng Ngoại thương Việt Nam chính thức hoạt động với tư cách là một ngân hàng thương mại cổ phần vào ngày 02/6/2008 sau khi thực hiện thành công kế hoạch cổ phần hóa 47 thông qua việc phát hành cổ phiếu lần đầu ra công chúng. Ngày 30/6/2009, cổ phiếu Vietcombank (mã chứng khoán VCB) chính thức được niêm yết tại Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh. Giá chào sàn của cổ phiếu VCB vào ngày 30/06/2009 đạt 60.00 đồng/cổ phiếu, tính đến ngày 28/06/2013 Vietcombank có tổng cộng 2.317.417.076 cổ phiếu lưu hành với giá đóng cửa ở mức 28.000 đồng/cổ phiếu. Hiện tại Vietcombank đang là ngân hàng có giá trị vốn hóa thị trường lớn thứ 4 trên sàn chứng khoán Việt Nam với 64,887.678 tỷ đồng. 4.4.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VCB Từ việc hồi quy mô hình ta thu được kết quả sau Bảng 4.5: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu VCB Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -1,15275 -0,76 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,75947 1,20877 -0,61245 -0,35912 5,87a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,91 -2,07b -0,29 47 0,5165 0,4704 11,22a a: mức ý nghĩa 1%; b: mức ý nghĩa 5% Thông qua kết quả đạt được ta có thể thấy mô hình giải thích rất tốt cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu VCB với mức ý nghĩa 1% và R2, R2 điều chỉnh ở mức tương đối cao lần lượt là 0,5165 và 0,4704. Mô hình cũng không tìm thấy dấu hiệu của hiện tượng phương sai sai số thay đổi, tự tương quan hay đa cộng tuyến. Bên cạnh đó trong mô hình lúc này có 2 trên 4 biến độc lập có ý nghĩa lần lượt là biến VN-Index với mức ý nghĩa 1% và biến giá vàng với mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên đây vẫn chưa phải là mô hình tối ưu, nếu ta hồi quy biến tỷ giá sớm 1 thời kỳ sẽ thu được kết quả như sau. 48 Bảng 4.6: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu VCB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến tỷ giá sớm 1 thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -1,26510 -0,88 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,78669 2,17553 -0,68680 -2,16648 6,56a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4_n+1) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 1,61 -2,8a -2,06b 47 0,5601 0,5182 13,37a a: mức ý nghĩa 1%; b: mức ý nghĩa 5% Lúc này R2 và R2 điều chỉnh đã có một sự tăng lên đáng kể lần lượt đạt được kết quả là 0,5601 và 0,5182, đồng thời mô hình không có các hiện tượng gây ra sai số và vẫn có ý nghĩa ở mức 1%. Tất cả đã chứng tỏ mô hình mới đã có sự cải thiện hiệu quả, song song với đó là số biến có ý nghĩa đã tăng lên lần lượt là biến VN-Index ở mức ý nghĩa 1%, biến giá vàng ở mức 1% và biến tỷ giá ở mức 5%. Cần chú ý ở đây là biến tỷ giá trong mô hình sớm 1 thời kỳ so với biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời cổ phiếu VCB. Hệ số β của biến giá vàng bằng -0,686 thể hiện khi giá vàng tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu VCB sẽ giảm hay tăng 0,686% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Tương tự như cổ phiếu CTG, ta có thể thấy giá vàng biến động là sự báo hiệu của nền kinh tế bất ổn với lạm phát tăng cao kèm theo tỷ giá biến đổi, nguy cơ lo sợ từ phía người dân kéo theo việc giảm tiêu dùng của nền kinh tế cũng như hành động mua vàng tích trữ làm nền kinh tế thất thoát một lượng lớn vốn để tái đầu tư. Do đó các doanh nghiệp lúc này sẽ gặp khó khăn khi kinh doanh dẫn đến khó tiếp cận vốn vay và trả nợ ngân hàng. Ngoài ra vàng là kênh kinh doanh đầy rủi ro nên các nhà đầu tư cũng không lạc quan đến các nghiệp vụ về vàng của ngân hàng. Thị trường phản ứng bằng cách giảm tỷ suất sinh lời của cổ phiếu. Tương tự ta có thể giải thích trong trường hợp vàng giảm giá. Hệ số β của biến tỷ giá sớm 1 thời kỳ lúc này bằng -2,166 thể hiện tỷ giá tăng hay giảm 1% tháng trước sẽ làm tỷ suất sinh lời của cổ phiếu giảm hay tăng 2,166% ở tháng hiện tại nếu các yếu tố khác không đổi. Vì ngân hàng hoạt động trên lĩnh vực kinh doanh tiền tệ nên việc thay đổi tỷ giá sẽ ảnh hưởng mạnh đến hoạt động kinh doanh của ngân hàng. Cụ thể khi các nhà đầu 49 tư nhận định việc tỷ giá tăng tháng trước do có sự điều tiết thị trường của Chính phủ thông qua các chính sách nới lỏng tiền tệ thì lo ngại ở hiện tại đó chính là lãi suất ngân hàng sẽ tăng do cung tiền tăng. Lãi suất tăng trong ngắn hạn sẽ làm lợi nhuận ngân hàng tăng nhưng vì đây là kỳ vọng từ dữ liệu quá khứ nên nó mang bản chất dài hạn. Do đó lãi suất tăng sẽ làm tổn hại đến nền kinh tế đứng trên bất kì góc độ nào trong dài hạn và đồng thời kéo một lượng vốn từ thị trường chứng khoán vào thị trường tiền tệ, tác động trực tiếp đến giá cổ phiếu giao dịch trên thị trường hay thị trường phản ứng bằng cách giảm giá cổ phiếu, tương tự ta có thể giải thích cho trường hợp tỷ giá giảm. Hệ số β của biến VN-Index bằng 0,786 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời của cổ phiếu VCB sẽ tăng hay giảm 0,786% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. 4.5 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN – TẬP ĐOÀN MASAN 4.5.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu MSN Được thành lập năm 2006 với số vốn điều lệ khi đó là 32 tỷ đồng, sau chưa đến 10 năm hoạt động, vốn điều lệ của tập đoàn Masan hiện đã là 7.051 tỷ đồng, tăng trên 220 lần. Ban đầu công ty chủ yếu kinh doanh ở lĩnh vực vận tải biển, sau này mở rộng kinh doanh sang lĩnh vực sản phẩm tiêu dùng với Masan Consumer và lĩnh vực tài chính khi nắm giữ 30,4% cổ phần của ngân hàng TechcomBank. Hiện tại công ty còn mở rộng sang ngành nghề khai thác khoáng sản tài nguyên khi đưa vào vận hành công ty con Masan Resources. Masan Group đăng ký thủ tục công ty đại chúng và chính thức là công ty đại chúng từ ngày 16/10/2009, giá chào sàn của công ty vào 05/11/2009 là 43.200 đồng/cổ phiếu. Doanh thu công ty tăng liên tục qua các năm, từ mức 422 tỷ đồng năm 2006 lên 10.389 tỷ đồng trong năm 2012. Số lượng cổ phiếu lưu hành hiện tại là 705.140.873, giá trị vốn hóa trên thị trường chứng khoán của Masan tính đến ngày 28/06/2013 là 62.757 tỷ đồng, lớn thứ 5 trên sàn chứng khoán Việt Nam. 4.5.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu MSN Để xác định sự tác động của các yếu tố vĩ mô đến cổ phiếu công ty Masan ta tiến hành áp dụng phương pháp bình phương bé nhất (OLS) dựa trên mô hình APT 50 Bảng 4.7: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty cổ phần Masan Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,57556 0,23 1,05017 1,46475 1,69941 -2,20637 4,7a 0,69 3,43a -1,14 43 0,5253 0,4753 10,51a a: mức ý nghĩa 1% Qua bảng phân tích ta có thể thấy mô hình có ý nghĩa ở mức 1%, đồng thời hai chỉ số R2 và R2 điều chỉnh lần lượt đạt kết quả 0,5253 và 0,4753 ở mức tương đối cao thể hiện sự phù hợp của mô hình nghiên cứu. Hai biến VNIndex và biến giá vàng đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% hay hai biến này có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu công ty. Hai biến còn lại là CPI và tỷ giá không có ý nghĩa trong mô hình. Khi thực hiện kiểm tra sai số trong mô hình thì ta phát hiện được mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi nhẹ ở mức 10% do khi áp dụng kiểm định White và Breusch-Pagan ta đều thu được Prob > chi2 = 0.074. Bên cạnh đó mô hình còn bị hiện tượng tự tương quan rất nặng ở mức 1% khi kiểm định Durbina và Bgodfrey cho Prob > chi2 lần lượt là 0,0013 và 0,0006. Khi thực hiện tối ưu hóa mô hình bằng cách chạy hồi quy biến tỷ giá sớm hơn một thời kỳ thì có sự cải thiện rõ rệt trong kết quả phân tích. Lúc này biến tỷ giá sẽ ở vị trí sớm hơn biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời của cổ phiếu MSN một thời kỳ tương ứng với một tháng. 51 Bảng 4.8: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu công ty cổ phần Masan đã cải thiện thông qua điều chỉnh tỷ giá sớm 1 thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4_n+1) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,09203 0,04 1,11524 2,80145 1,39244 -3,10398 5,24a 1,27 3,32a -1,86c 43 0,5500 0,5026 11,61a a: mức ý nghĩa 1%; c: mức ý nghĩa 10% Ta có thể nhận thấy sau khi chạy lại mô hình thì R2 và R2 điều chỉnh đều tăng lên tương ứng, các hệ số β không có sự biến đổi đáng kể nhưng lúc này ngoài hai biến giá vàng và VN-Index có ý nghĩa ở mức 1% thì ta đã có thêm biến tỷ giá có ý nghĩa ở mức 10%, biến CPI mặc dù vẫn không có ý nghĩa nhưng giá trị thống kê t đã tăng cũng là một tín hiệu tốt. Tất cả những biến đổi về chỉ số trên đã cho thấy mô hình đã có sự cải thiện rõ rệt và giải thích tốt hơn cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu MSN. Kiểm tra lại mô hình bằng kiểm định Breusch-Pagan và White thu được Prob > chi2 lần lượt là 0,1518 và 0,0462 cho thấy mô hình đã khắc phục được phần nào hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Tuy nhiên khi kiểm tra hiện tượng tự tương quan thì kết quả lại không cho ta sự tiến triển nào khi mô hình mới lúc này vẫn bị rất nặng với kiểm định Bgodfrey và Durbina lần lượt cho kết quả là 0,0039 và 0,0029. Việc tiếp tục khắc phục hiện tượng tự tương quan trong mô hình sẽ không khả thi khi bản chất việc xử lý biến động % của dữ liệu đầu vào là ta đã áp dụng phương pháp sai phân cấp 1 để hạn chế hiện tượng tự tương quan, do đó nếu còn tiếp tục sử dụng sẽ gây lệch hướng nghiên cứu và sai bản chất mô hình. Do mô hình có hiện tượng tự tương quan quá lớn cũng như hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình vẫn còn chưa dứt điểm triệt để nên mô hình hồi quy này không phù hợp cho việc nghiên cứu. 52 4.6 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN – TẬP ĐOÀN VINGROUP 4.6.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu VIC Tập đoàn Vingroup - Công ty cổ phần (gọi tắt là tập đoàn Vingroup), tiền thân là tập đoàn Technocom, được thành lập tại Ukraina năm 1993 bởi những người Việt Nam trẻ tuổi, hoạt động ban đầu trong lĩnh vực thực phẩm và thành công rực rỡ với thương hiệu Mivina. Với tầm nhìn dài hạn và quan điểm phát triển bền vững, Vingroup hiện nay tập trung đầu tư vào các lĩnh vực du lịch và bất động sản cao cấp với hai thương hiệu chiến lược là Vinpearl và Vincom. Bên cạnh đó công ty còn mở rộng ra các lĩnh vực như y tế chất lượng cao (Vinmec), phát triển giáo dục (Vinschool), chăm sóc sức khỏe – sắc đẹp (Vincharm). Cổ phiếu của công ty được niêm yết vào ngày 07/09/2007 và được giao dịch chính thức vào 19/09/2007 với giá chào sàn là 125.000 đồng/cổ phiếu. Tính đến ngày 28/06/2013 với khối lượng niêm yết lên đến 908.727.768 cổ phiếu và giá đóng cửa cuối ngày là 62.500 đồng/cổ phiếu thì Vingroup là công ty có giá trị vốn hóa thị trường cao thứ 6 trên sàn chứng khoán, đạt 56.795,485 tỷ đồng. 4.6.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu VIC Ta tiến hành hồi quy mô hình và thu được kết quả sau. Bảng 4.9: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu tập đoàn VinGroup Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -2,32797 -0,86 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,89707 1,08592 0,51435 2,70534 5,15a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,56 1,04 1,58 68 0,3270 0,2843 7,65a a: mức ý nghĩa 1% Số liệu cho thấy mô hình có mức ý nghĩa 1% với R2 = 0,32 và R2 điều chỉnh đạt 0,28 ở mức thấp, việc kiểm tra cũng không thấy dấu hiệu xuất hiện sai số nào trong mô hình. Chủ yếu sự biến động của biến phụ thuộc được giải thích chỉ bởi duy nhất một biến đó là VN-Index với mức ý nghĩa 1%. Các biến còn lại không có ý nghĩa ở bất kỳ mức độ nào, tuy nhiên nếu nhận định kĩ thì 53 biến tỷ giá rất gần với mức ý nghĩa 10% nên ta tiến hành cải thiện phương trình bằng phương pháp hồi quy biến tỷ giá sớm một thời kỳ để được phương trình tối ưu. Bảng 4.10: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu tập đoàn VinGroup đã cải thiện bằng cách hồi quy biến tỷ giá sớm một thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -1,98517 -0,75 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,77967 0,30272 0,69676 2,97178 4,37a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4_n+1) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 0,15 1,49 1,76c 68 0,3333 0,2910 7,87a a: mức ý nghĩa 1%; c: mức ý nghĩa 10% Sau khi đã cải thiện mô hình ta có thể thấy 2 chỉ số R2 và R2 điều chỉnh đã tăng lên so với mô hình cũ qua đó thể hiện khả năng giải thích tốt hơn của mô hình vào thực tế, bên cạnh đó mô hình cũng không hề bị các hiện tượng như phương sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến và tự tương quan. Ý nghĩa các biến cũng có sự thay đổi lớn khi giờ đây biến tỷ giá đã có ý nghĩa ở mức 10% góp phần vào việc giải thích mô hình tốt hơn cùng với biến VN-Index trước đó. Biến VN-Index có hệ số β = 0,779 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu VIC sẽ tăng hay giảm 0,779% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Biến tỷ giá lúc này là biến tỷ giá sớm một thời kỳ so với biến phụ thuộc, hệ số β của biến tỷ giá có giá trị bằng 2,971 nói lên sự kỳ vọng của một lượng lớn các nhà đầu tư khi tỷ giá tăng vào tháng trước sẽ làm công việc kinh doanh của công ty tiến triển tốt đẹp hơn trong tháng này, cụ thể 1% tăng hay giảm của biến tỷ giá tháng trước sẽ làm tỷ suất sinh lời cổ phiếu tháng này tăng hay giảm 2,971% với điều kiện các chỉ số khác không đổi. Có thể thấy với việc tỷ giá tăng tháng trước với nguyên nhân một phần chính sách nới lỏng tiền tệ của Chính phủ đã hướng tâm lý các nhà đầu tư rằng tổng cầu trong đó có tiêu dùng người dân của tháng hiện tại sẽ tăng mạnh lên và qua đó góp phần làm tăng doanh thu ở nhiều lĩnh vực kinh doanh của công ty, thị trường phản ứng bằng 54 cách tăng giá cổ phiếu của công ty và làm tăng tỷ suất sinh lời của nó. Tương tự ta cũng có thể giải thích khi tỷ giá tháng trước giảm. 4.7 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN - TẬP ĐOÀN BẢO VIỆT 4.7.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu BVH Thành lập ngày 15/1/1965 với tên gọi tổng công ty Bảo Hiểm Việt Nam, đến nay Bảo Việt đã trở thành tập đoàn tài chính - bảo hiểm hàng đầu Việt Nam. Không chỉ có mạng lưới rộng khắp trên toàn quốc, Bảo Việt còn được biết đến là thương hiệu mạnh, uy tín số 1 trong lĩnh vực bảo hiểm. Với khả năng tài chính mạnh, sự thông hiểu thị trường trong nước, Bảo Việt là doanh nghiệp duy nhất tại Việt Nam kinh doanh cả 2 loại hình bảo hiểm nhân thọ và phi nhân thọ. Bảo Việt đã được công nhận là một trong số 25 doanh nghiệp lớn nhất của Việt Nam, là doanh nghiệp bảo hiểm lâu đời và được tin cậy đối với đông đảo các tầng lớp dân cư, cá nhân, tổ chức, doanh nghiệp. Ngày 31/5/2007, Bảo Việt chính thức niêm yết trên sàn giao dịch và trở thành công ty cổ phần tập đoàn tài chính kinh doanh đa ngành, đa lĩnh vực. Tính đến ngày 28/06/2013 Bảo Việt có 680.471.434 cổ phiếu lưu hành với giá đóng cửa đạt 42.100 đồng/cổ phiếu nâng vị thế của Bảo Việt lên thành công ty có giá trị vốn hóa thị trường cao thứ 7 trên sàn chứng khóan Việt Nam với giá trị 28.647,847 tỷ đồng. 4.7.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu BVH Ta tiến hành hồi quy và thu được kết quả như sau: Bảng 4.11: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu BVH Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -2,58211 -0,91 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 1,68035 3,45118 0,23252 0,72921 6,89a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 1,37 0,42 0,31 47 0,5553 0,5129 13,11a a: mức ý nghĩa 1% Theo như kết quả hồi quy đạt được, mô hình có ý nghĩa ở mức 1% với R2 và R2 điều chỉnh khá cao lần lượt đạt 0,5553 và 0,5129. Tuy nhiên chỉ có 1 55 trên 4 biến độc lập có ý nghĩa nên ta có thể kết luận sơ bộ mô hình bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kiểm tra bằng phương pháp Breusch-Pagan ta thu được Prob > chi2 = 0.0114 thể hiện có hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình ở mức 5% tuy nhiên khi kiểm tra lại bằng kiểm định White ta được Prob > chi2 = 0.1931 thể hiện không có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Với 2 kiểm định cho ra 2 kết quả khác nhau ta kết luận rằng mô hình bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi nhẹ. Mặt khác mô hình không có dấu hiệu của hiện tượng tự tương quan và đa cộng tuyến, ta tiến hành tối ưu hóa mô hình bằng cách hồi quy biến CPI sớm 1 thời kỳ và thu được kết quả Bảng 4.12: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu BVH đã cải thiện bằng cách hồi quy biến CPI sớm 1 thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -4,04185 -1,42 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 1.66692 4,96792 0,20098 1,22584 7,01a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2_n+1) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 2,06b 0,37 0,54 47 0,5780 0,5378 14,38a a: mức ý nghĩa 1%; b: mức ý nghĩa 5% Kiểm tra lại hiện tượng phương sai sai số thay đổi lúc này với kiểm định Breusch – Pagan ta được Prob > chi2 = 0,0146 lớn hơn so với chỉ số cũ là 0.0114 tuy nhiên vẫn nói lên rằng mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Áp dụng kiểm định White lúc này ta được Prob > chi2 = 0,2362 lớn hơn so với chỉ số cũ là 0,1931 và vẫn phủ định sự có mặt của hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình. Qua 2 kiểm định đều cho kết quả Prob > chi2 tăng lên so với trước ta có thể kết luận rằng mô hình đã giảm được hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Lúc này mô hình có ý nghĩa ở mức 1% với R2 và R2 điều chỉnh tăng lên một lượng đáng kể so với mô hình cũ lần lượt là 0,5780 và 0,5378 thể hiện mức độ phù hợp của mô hình đối với việc giải thích biến động tỷ suất sinh lời cổ phiếu đã tăng lên. Bên cạnh đó trong mô hình lúc này số biến ý nghĩa đã tăng lên, cụ thể biến CPI sớm 1 thời kỳ có ý nghĩa ở mức 5% và biến VN-Index có ý nghĩa ở mức 1%. 56 Hệ số β của biến CPI sớm 1 thời kỳ là 4,967 thể hiện khi chỉ số CPI tháng trước tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời của cổ phiếu BVH sẽ tăng hay giảm 4,967% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Việc biến động cùng chiều giữa biến CPI sớm 1 thời kỳ so với biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lời cổ phiếu thể hiện có một sự kỳ vọng lớn về biến CPI trong quyết định đầu tư cho cổ phiếu BVH. Liên hệ với thực tế khi CPI tháng trước tăng do các biện pháp nới lỏng tiền tệ của Chính phủ thì có một lượng lớn các nhà đầu tư kỳ vọng thị trường trong hiện tại sẽ sôi động lên bởi tổng cầu tăng cao và làm tăng tiêu dùng của người dân, trong đó có nhu cầu về các sản phẩm tài chính và bảo hiểm. Thị trường phản ứng bằng cách nâng cao giá trị cổ phiếu của công ty, ta cũng có thể giải thích tương tự trong trường hợp CPI giảm. Hệ số β của biến VN-Index bằng 1.666 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời của cổ phiếu BVH sẽ tăng hay giảm 1.666% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. 4.8 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN SÀI GÒN THƯƠNG TÍN 4.8.1 Tổng quan về ngân hàng và cổ phiếu STB Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn Thương Tín được thành lập ngày 21/12/1991 với số vốn điều lệ ban đầu là 3 tỷ đồng. Qua 20 năm hoạt động và phát triển, đến nay Sacombank đã đạt số vốn điều lệ khoảng 9.179 tỷ đồng và trở thành ngân hàng thương mại cổ phần hàng đầu ở Việt Nam với 366 điểm giao dịch, trong đó có 67 chi nhánh/sở giao dịch, 295 phòng giao dịch tại Lào và 1 chi nhánh tại Cam-pu-chia (tính đến thời điểm 31/12/2010). Năm 2006, Sacombank là ngân hàng đầu tiên tại Việt Nam tiên phong niêm yết cổ phiếu tại HOSE với tổng số vốn niêm yết là 1.900 tỷ đồng, đồng thời thành lập các công ty trực thuộc bao gồm: công ty kiều hối Sacombank - SBR, công ty cho thuê tài chính Sacombank - SBL, công ty chứng khoán Sacombank - SBS. Cổ phiếu của Sacombank chào sàn vào ngày 09/07/2008 với giá 25.000 đồng/cổ phiếu, tính đến ngày 28/07/2013 Sacombank có số lượng cổ phiếu lưu hành là 1.142.511.590 cổ phiếu với giá đóng cửa là 17.500 đồng/cổ phiếu. Qua đó Sacombank là ngân hàng có giá trị vốn hóa thị trường cao thứ 8 tại sàn giao dịch với giá trị lên đến 19.993,952 tỷ đồng. 4.8.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu STB Ta tiến hành hồi quy mô hình và thu được kết quả sau: 57 Bảng 4.13: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu STB Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -0,34807 -0,18 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,92280 -1,06177 0,21642 -0,43510 7,63a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F -0,70 0,57 -0,32 83 0,4501 0,4220 15,96a a: mức ý nghĩa 1% Mô hình có ý nghĩa ở mức 1% cùng với R2 và R2 điều chỉnh lần lượt là 0,4501 và 0,4220 ở mức tốt. Tuy nhiên khi kiểm định sai số trong mô hình thì ta phát hiện có sự xuất hiện nhẹ của hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Cụ thể khi kiểm tra bằng kiểm định Breusch-Pagan ta thu được Prob > chi2 = 0.0051 thể hiện có sự xuất hiện phương sai sai số thay đổi. Tuy nhiên khi kiểm tra bằng kiểm định White thì kết quả Prob > chi2 = 0.9770 lại thể hiện sự phủ định xuất hiện của hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Với 2 kiểm định cho 2 kết quả trái ngược hoàn toàn ta có thể kết luận là mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi nhẹ và nó không ảnh hưởng lớn đến độ chính xác của mô hình. Bên cạnh đó, chỉ có biến VN-Index trong tổng cộng 4 biến độc lập hồi quy trong mô hình là có ý nghĩa. Ta tiến hành thay đổi biến vàng sớm 1 thời kỳ để hồi quy lại mô hình và thu được kết quả. Bảng 4.14: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu STB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến vàng sớm 1 thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -0,42280 0,91803 -1,28990 0,38779 -0,33959 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3_n+1) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 83 0,4556 0,4277 16,32a a: mức ý nghĩa 1% 58 -0,21 7,63a -0,85 1,05 -0,26 Kết quả hồi quy mới cho ta nhận định mô hình đã có sự cải thiện thông qua sự tăng nhẹ của 2 chỉ số R2 và R2 điều chỉnh. Sự tăng lên này tương ứng với sự tăng lên giá trị thống kê t của biến giá vàng và đây là biến giá vàng sớm 1 thời kỳ so với tỷ suất sinh lời cổ phiếu. Giá trị thống kê t tăng lên thể hiện sự phù hợp của biến giá vàng trong mô hình đã tăng lên tuy nhiên vẫn không đủ để giải thích cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu. Giá vàng sớm một thời kỳ có ý nghĩa tốt hơn hiện tại thể hiện một lượng đáng kể các nhà đầu tư kỳ vọng vào thị trường biến động dựa vào các chính sách điều tiết về vàng của Chính phủ trong quá khứ, bởi bản thân các chính sách khi công bố thường có độ trễ nhất định để phát huy tác dụng đến nền kinh tế . Tuy nhiên nhóm các nhà đầu tư này không chiếm xu thế chủ đạo trong sàn giao dịch nên biến giá vàng vẫn không thể giải thích hoàn toàn biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu. Hệ số β của biến VN-Index = 0,918 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hay giảm 1% thì tỷ suất sinh lời của cổ phiếu STB sẽ tăng hay giảm 0,918% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. 4.9 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN XUẤT NHẬP KHẨU VIỆT NAM 4.9.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu EIB Eximbank được thành lập vào ngày 24/05/1989 theo quyết định số 140/CT của chủ tịch hội đồng bộ trưởng với tên gọi đầu tiên là ngân hàng Xuất Nhập Khẩu Việt Nam, là một trong những ngân hàng thương mại cổ phần đầu tiên của Việt Nam và chính thức đi vào hoạt động ngày 17/01/1990. Ngày 06/04/1992, thống đốc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam ký giấy phép số 11/NH-GP cho phép ngân hàng hoạt động trong thời hạn 50 năm với số vốn điều lệ đăng ký là 50 tỷ đồng tương đương 12,5 triệu USD với tên mới là ngân hàng thương mại cổ phần Xuất Nhập Khẩu Việt Nam đến nay vốn điều lệ của Eximbank đạt 12.335 tỷ đồng, vốn chủ sở hữu đạt 13.317 tỷ đồng và hiện là một trong những Ngân hàng có vốn chủ sở hữu lớn nhất trong khối ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam. Ngân hàng thương mại cổ phần Xuất Nhập Khẩu Việt Nam có địa bàn hoạt động rộng khắp cả nước với trụ sở chính đặt tại thành phố Hồ Chí Minh, 207 chi nhánh và phòng giao dịch trên toàn quốc. Đồng thời còn thiết lập quan hệ đại lý với 869 ngân hàng tại 84 quốc gia trên thế giới. Eximbank bắt đầu niêm yết cổ phiếu vào năm 2009 với giá chào sàn vào ngày 27/10/2009 là 28.000 đồng/cổ phiếu. Tính đến ngày 28/06/2013, Eximbank có số cổ phiếu lưu hành là 1.235.522.904 cổ phiếu với giá đóng cửa 59 là 15.100 đồng/cổ phiếu. Giá trị vốn hóa thị trường của Eximbank tính đến 28/06/2013 đứng thứ 9 trên sàn giao dịch với 18.656,395 tỷ đồng. 4.9.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu EIB Ta tiến hành hồi quy mô hình và thu được kết quả sau: Bảng 4.15: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu EIB Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -1,20887 -0,75 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,69648 -0,04082 -0,35284 1,73967 4,76a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F -0,03 -1,09 1,37 43 0,3775 0,3120 5,76a a: mức ý nghĩa 1% Tương tự ở các mô hình khác, kết quả cho thấy mô hình hồi quy của cổ phiếu EIB có ý nghĩa ở mức 1% với R2, R2 điều chỉnh lần lượt là 0,3775 và 0,3120. Việc tiến hành kiểm tra cũng không thấy có các hiện tượng sai số trong mô hình. Tuy nhiên chỉ 1 trong 4 biến độc lập là có ý nghĩa giải thích cho sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu, cụ thể biến VN-Index có mức ý nghĩa 1% trong mô hình. Ta tiến hành cải thiện mô hình bằng cách hồi quy biến CPI sớm một thời kỳ so với biến phụ thuộc và thu được kết quả. Bảng 4.16: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu EIB đã cải thiện bằng cách hồi quy biến CPI sớm một thời kỳ Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -2,23543 -1,35 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,68725 1,13251 -0,41919 1,84747 4,73a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2_n+1) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 43 0,3887 0,3244 6,04a a: mức ý nghĩa 1% 60 0,83 -1,32 1,46 Mô hình mới sau khi kiểm tra cũng không có các hiện tượng gây ra sai số, bên cạnh đó lúc này R2 và R2 điều chỉnh đã tăng nhẹ so với mô hình cũ thể hiện sự phù hợp của mô hình trong việc giải thích cho sự biến động tỷ suất sinh lời cổ phiếu đã tăng lên. Tuy nhiên rất đáng tiếc là số biến có ý nghĩa vẫn chỉ dừng lại ở 1 biến VN-Index mà không có sự tăng thêm nào. Bên cạnh đó ta vẫn có thể nhận ra sự hợp lý của mô hình đã tăng lên tương ứng với giá trị thống kê t của biến CPI đã tăng lên, mặc dù sự tăng lên đó vẫn không thể làm tăng số biến độc lập có ý nghĩa trong mô hình. Giá trị thống kê t của biến CPI tăng đáng kể khi hồi quy theo số liệu quá khứ ám chỉ dữ liệu CPI sớm một thời kỳ giải thích tốt hơn bản thân nó ở hiện tại hay số lượng các nhà đầu tư dựa vào biến động thị trường theo sự điều tiết kinh tế vĩ mô của Chính phủ về CPI trong quá khứ chiếm một lượng đáng kể, tuy nhiên đây không nằm trong xu thế chủ đạo trong việc đầu tư cổ phiếu EIB nên ý nghĩa của biến CPI vẫn không thể hiện rõ trong mô hình và không thể đánh giá tác động của nó đến biến động tỷ suất sinh lời cổ phiếu. VN-Index trong mô hình lúc này không có sự thay đổi đáng kể và có β bằng 0,687 thể hiện khi tỷ suất sinh lời thị trường tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lời cổ phiếu EIB sẽ tăng hoặc giảm 0,687% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. 4.10 ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỜI CỦA CỔ PHIẾU TỔNG CÔNG TY PHÂN BÓN VÀ HÓA CHẤT DẦU KHÍ 4.10.1 Tổng quan về công ty và cổ phiếu DPM Tổng công ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí (tiền thân là Công ty Phân đạm và Hóa chất Dầu khí) là đơn vị thành viên của Tập đoàn Dầu khí Việt Nam, bắt đầu đi vào hoạt động từ ngày 01/01/2004. Từ 31/8/2007, công ty Phân đạm và Hóa chất Dầu khí chính thức chuyển đổi trở thành công ty cổ phần Phân đạm và Hóa chất Dầu khí và vận hành theo mô hình công ty cổ phần. Ngày 05/11/2007, công ty chính thức niêm yết 380 triệu cổ phiếu trên thị trường chứng khoán với mã chứng khoán là DPM. Tại đại hội đồng cổ đông năm 2008 ngày 5/4/2008, công ty cổ phần Phân đạm và Hóa chất Dầu khí (Đạm Phú Mỹ - PVFCCo) đã thống nhất chuyển công ty này thành tổng công ty hoạt động theo mô hình công ty mẹ - công ty con. Ngày 15/05/2008, công ty Phân đạm và Hóa chất Dầu khí chính thức chuyển đổi thành tổng công ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí – Công ty Cổ phần với vốn điều lệ 3.800 tỷ đồng. Tính đến ngày 28/06/2013, công ty có số cổ phiếu lưu hành là 61 379.934.260 cổ phiếu với giá đóng cửa là 40.000 đồng/cổ phiếu và là công ty có giá trị vốn hóa thị trường cao thứ 10 tại Việt Nam với 15.197,370 tỷ đồng. 4.10.2 Kết quả nghiên cứu cổ phiếu DPM Ta tiến hành hồi quy mô hình và thu được kết quả sau: Bảng 4.17: Kết quả hồi quy bằng OLS cổ phiếu DPM Chỉ tiêu Hệ số tương quan Giá trị thống kê t Hằng số -1,11306 -0,82 Tỷ suất sinh lợi thị trường (X1) 0,96922 1,57043 -0,24942 0,30194 11,04a Thay đổi chỉ số giá tiêu dùng (X2) Thay đổi chỉ số giá vàng (X3) Thay đổi tỷ giá USD/VND (X4) Số quan sát R2 R2 điều chỉnh Giá trị thống kê F 1,61 -0,98 0,35 67 0,6656 0,6441 30,86a a: mức ý nghĩa 1% Kết quả hồi quy đạt được mô hình có ý nghĩa ở mức 1% với R2 = 0,6656 cao bất thường, đồng thời 3 trong tổng cộng 4 biến bị phủ định ý nghĩa của nó trong mô hình do đó ta có thể kết luận sơ bộ mô hình bị hiện tượng phương sai sai thay đổi. Sử dụng kiểm định Breusch-Pagan ta thu được Prob > chi2 = 0.0000 qua đó có thể thấy mô hình bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi rất nặng, hai hiện tượng còn lại là đa cộng tuyến và tự tương quan không thấy có sự xuất hiện. Theo như cách thức chọn và xử lý số liệu ban đầu ta đã cố gắng hạn chế đến mức thấp nhất nguy cơ xuất hiện của các hiện tượng làm sai lệch kết quả mô hình nhưng vẫn không thể tránh khỏi. Sau khi phân tích thì VN-Index vừa là biến duy nhất có ý nghĩa vừa là biến làm phát sinh hiện tượng sai số. Việc cải thiện mô hình bằng cách hồi quy sớm các biến độc lập lúc này cũng không đem lại kết quả khả quan nên chỉ có duy nhất một cách đó là xử lý lại biến VN-Index. Tuy nhiên việc xử lý số liệu tiếp tục cụ thể là lấy căn của VNIndex sẽ làm phức tạp và làm lệch đi ý nghĩa của biến đến với mô hình ban đầu. Tuy mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi nhưng vẫn cho ta biết một điều đó là biến VN-Index giải thích rất tốt cho tỷ suất sinh lời cổ phiếu với ý nghĩa đạt ở mức 1%. 62 4.11 TỔNG HỢP KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Trong 10 công ty được nghiên cứu với việc áp dụng mô hình tối ưu cho mỗi cổ phiếu, ta tổng hợp được có 4 cổ phiếu bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi đó là MSN, BVH, STB và DPM. Tuy nhiên đối với 3 cổ phiếu MSN, BVH và STB thì hiện tượng này xảy ra ở mức độ nhẹ và đã được khắc phục phần nào trong mô hình hồi quy tối ưu nên không ảnh hưởng lớn đến kết quả, duy nhất chỉ có mã cổ phiếu DPM là có hiện tượng phương sai sai số thay đổi rất nặng nên không có giá trị phục vụ cho mục đích nghiên cứu. Song song với đó là hiện tượng tự tương quan ở mức cao xuất hiện ở cổ phiếu MSN nên ta cũng tiến hành loại bỏ kết quả hồi quy của mô hình. Với 8 mã cổ phiếu còn lại ta không tìm thấy các hiện tượng sai số và đồng thời hầu hết mô hình đều có ý nghĩa ở mức 1%, kèm theo biên độ dao động của R2 và Adj R2 nằm trong khoảng từ 30% - 55% khá tốt. Riêng mô hình của cổ phiếu GAS cho R2 ở mức cao là 70% và R2 điều chỉnh đạt 53,26%. Ta có thể thấy ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu như sau: - Biến VN-Index hay tỷ suất sinh lời thị trường giải thích rất tốt cho sự biến động tỷ suất sinh lời của cổ phiếu với mối tương quan thuận ở hầu hết các mô hình và ý nghĩa luôn duy trì ở mức 1%. Duy nhất biến VN-Index sớm 1 thời kỳ của cổ phiếu GAS đạt ý nghĩa ở mức thấp là 10%. - Biến giá vàng có mối tương quan nghịch đến 2 mã cổ phiếu thuộc lĩnh vực ngân hàng đó là CTG và VCB với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%. - Biến tỷ giá hầu như không có ý nghĩa khi tiến hành hồi quy dữ liệu cùng thời kỳ với biến phụ thuộc mà chỉ có ý nghĩa khi hồi quy sớm hơn 1 thời kỳ. Cụ thể biến tỷ giá sớm 1 thời kỳ tương quan nghịch đối với 1 mã cổ phiếu đó là VCB với mức ý nghĩa 5%, song song với đó là tương quan thuận với mã cổ phiếu VIC với mức ý nghĩa 10% và GAS với mức ý nghĩa 5%. - Biến CPI chỉ có ý nghĩa duy nhất đối với mã cổ phiếu CTG với mối tương quan thuận đạt ý nghĩa ở mức 5%. Còn lại khi tiến hành hồi quy sớm 1 thời kỳ thì biến CPI sớm 1 thời kỳ có ý nghĩa đối với 2 mã cổ phiếu đó là GAS và BVH. Cụ thể đối với GAS đó là mối tương quan nghịch với mức ý nghĩa 10% và đối với BVH thì đó là mối tương quan thuận ở mức 5%. Với những kết quả sơ bộ trên cho 10 công ty có giá trị vốn hóa thị trường lớn nhất hiện nay trên sàn chứng khoán Việt Nam ta có thể rút ra được những kết luận mang tính tổng quát cho sự tác động của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu. 63 1/ Phần lớn sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu phụ thuộc rất lớn vào sự biến động của tỷ suất sinh lời thị trường và những biến động này cùng chiều với nhau, nó cũng phản ánh những biến vĩ mô khác ta đưa vào mô hình ảnh hưởng không đáng kể đến thị trường chứng khoán trong nước. Tuy nhiên sự biến động của VN-Index chỉ ảnh hưởng đến với các mã cổ phiếu có thời gian niêm yết lâu dài mang tính ổn định, đối với những mã cổ phiếu có thời gian niêm yết gần đây thì sự tác động của Vn-Index đến với các mã cổ phiếu này là không rõ, ta có thể thấy qua mô hình hồi quy của mã cổ phiếu GAS với thời gian niêm yết khoảng 2 năm. Với những mã chứng khoán mới này các nhà đầu tư thường có quyết định dè chừng và mang tính thăm dò nhiều hơn là đầu tư thực sự cho nên những dữ liệu quá khứ thường được đem ra cân nhắc và mang tính chủ yếu khi ra quyết định đầu tư, do đó VN-Index khi hồi quy sớm 1 thời kỳ sẽ có ý nghĩa hơn trong trường hợp này. 2/ Các biến vĩ mô khác ngoài VN-Index không có ý nghĩa nhiều trong việc giải thích sự biến động của tỷ suất sinh lời cổ phiếu. Tuy nhiên đối với một số mã chứng khoán cá biệt thì vẫn có xuất hiện những yếu tố mang ý nghĩa tác động vào mô hình. - Biến giá vàng chủ yếu tác động vào lĩnh vực tài chính và ngân hàng. Khi xem xét với thực tế thì điều đó là hợp lý khi đây là những công ty có đối tượng kinh doanh chủ yếu là tiền tệ. Vì vậy những biến chuyển về giá vàng cũng như tỷ giá, cung tiền Chính phủ,… sẽ nhạy cảm với những công ty ở lĩnh vực này hơn là những công ty kinh doanh những mặt hàng thông thường, do đó thể hiện rõ hơn trong mô hình nghiên cứu. Biến giá vàng biến động nghịch chiều với tỷ suất sinh lời các loại cổ phiếu này cũng thể hiện được phần nào bối cảnh Việt Nam với nền kinh tế bất ổn, lạm phát tăng cao, người dân mất lòng tin vào tiền bạc và xu hướng tích trữ vàng làm khó khăn cho việc lưu chuyển nguồn vốn và tái đầu tư. - Hai biến CPI và tỷ giá hầu như chỉ tác động vào tỷ suất sinh lời cổ phiếu thông qua kỳ vọng của thị trường, hay nói cách khác đây là sự tác động gián tiếp khi các nhà đầu tư nhìn vào 2 chỉ số này và liên tưởng đến những chính sách của Chính phủ rồi đặt kỳ vọng vào tương lai để đầu tư, do đó 2 chỉ số này tác động dựa theo lý thuyết kỳ vọng hợp lý và xu thế cung cầu chứng khoán trên thị trường. Chúng ta không phủ định sự tác động của hai biến vào kết quả kinh doanh hiện tại của công ty bởi vì dựa vào kết quả nghiên cứu ta vẫn tìm thấy được trường hợp cổ phiếu CTG vẫn chịu ảnh hưởng của CPI hiện tại, tuy nhiên CTG là cổ phiếu của ngân hàng nên sẽ nhạy cảm hơn những loại hình công ty khác nên những chỉ số này mới được dịp bộc lộ. Trường hợp những loại hình công ty còn lại những chỉ số này sẽ khó thể hiện ra hơn cũng như 2 64 chỉ số này phụ thuộc rất lớn vào độ trễ chính sách mà Chính phủ đưa ra thi hành nên chủ yếu phải dựa vào lý thuyết kỳ vọng hiệu quả để giải thích cho sự biến động của tỷ suất sinh lời. 3/ Như vậy điểm đặc biệt nào của sự kỳ vọng thị trường tác động đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu? Câu trả lời được chia ra đó là kỳ vọng ngắn hạn và kỳ vọng dài hạn. Với kỳ vọng ngắn hạn thì biến độc lập hồi quy sớm 1 thời kỳ trong mô hình sẽ được giải thích theo lý thuyết kinh tế ngắn hạn và thường là rất đơn giản, tuy nhiên đối với kỳ vọng dài hạn thì hệ số β thu được khi hồi quy sớm 1 thời kỳ sẽ được giải thích theo lý thuyết kinh tế dài hạn với cơ sở là các biến vĩ mô sẽ có ảnh hưởng qua lại lẫn nhau hay chính sách điều tiết của Nhà nước sẽ để lại những tác động trong tương lai ảnh hưởng đến kết quả hoạt động của công ty. Tuy nhiên những phân tích và nhận định này xuất phát từ phía những nhà đầu tư nên nó sẽ không chuyên sâu như trong lý thuyết kinh tế đã học mà chỉ là những vấn đề hay nói đến thường ngày như cung cầu tiền, tỷ giá, lạm phát…Những biến độc lập hồi quy sớm 1 thời kỳ có ý nghĩa trong bài đều là những kỳ vọng dài hạn và đặc biệt cổ phiếu GAS thể hiện rất rõ điều này. Tuy nhiên liệu có chính xác khi mô hình sớm 1 thời kỳ ta thực hiện có khoảng cách số liệu chỉ là 1 tháng mà kỳ vọng lại là dài hạn? Thực sự mô hình ta thực hiện chỉ là mô hình chung lý thuyết tổng thể nhằm tìm ra những vấn đề kinh tế trong đó, cũng như trên thực tế quan niệm về độ dài ngắn thời gian giữa mỗi người là tương đối, thời điểm thích hợp để đầu tư vào cổ phiếu này hay cổ phiếu kia sẽ khác nhau giữa các nhà đầu tư. Do đó khi ra quyết định đầu tư ngoài việc dựa vào số liệu quá khứ hay thông tin cập nhật tháng trước thì kinh nghiệm cũng như việc nhớ và ứng dụng lại thông tin xa hơn vẫn có thể được thực hiện và vô tình làm giá trị cổ phiếu đi vào quỹ đạo kỳ vọng mà thị trường đưa ra. 4/ Dựa vào cơ sở kỳ vọng thị trường hiệu quả thì nhà đầu tư phải có kiến thức tương đối tốt trong lĩnh vực kinh tế, đặc biệt là kinh tế vĩ mô và số lượng nhóm người này phải lớn thì mới có thể tác động vào thị trường làm cho các biến kinh tế hồi quy sớm một thời kỳ như phân tích có ý nghĩa trong mô hình. Nhưng mặt khác khi áp dụng vào nền kinh tế Việt Nam vẫn còn đang trong giai đoạn phát triển thì điều này có vẻ vô lý và không được chấp nhận bởi số lượng những nhà đầu tư như vậy là rất ít. Tuy nhiên mặc dù rất ít nhưng không phải là không có khả năng và trên thực tế thì vẫn tồn tại những nhà đầu tư có hiểu biết và kinh nghiệm, nhóm những người này trong quá trình phân tích thị trường và ra quyết định đã vô tình là những người mở đầu xu thế trên sàn giao dịch và những người theo sau là những người chạy theo xu thế mà chúng ta 65 hay gọi chung là tình trạng “tâm lý bầy đàn”. Như vậy tùy vào xu thế và số lượng người theo có lớn hay không sẽ tác động vào giá trị cổ phiếu qua đó ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời mang lại cũng như làm các chỉ số kinh tế kỳ vọng trong mô hình có ý nghĩa hay không. 5/ Cổ phiếu một công ty sẽ có nhiều xu thế đầu tư bởi tùy nhận định của mỗi người phân tích dựa vào chỉ số kinh tế vĩ mô nào là chủ yếu: giá vàng, CPI, tỷ giá,...Vì vậy ta có thể thấy 1 mô hình trong bài có thể có nhiều biến độc lập hồi quy sớm 1 thời kỳ có ý nghĩa và những biến có ý nghĩa này đại diện cho xu thế kỳ vọng chung của những người đầu tư vào cổ phiếu này trong một thời kỳ. Bên cạnh đó nó cũng gợi cho ta nghĩ đến những biến không có ý nghĩa trong mô hình là những biến không tạo được xu thế rõ ràng trong giao dịch cũng như việc nên dựa vào số liệu hiện tại hay quá khứ đã làm cho nhiều nhà đầu tư hoang mang, qua đó dẫn đến tình trạng các xu thế chồng chất lên nhau trong cùng một thời điểm ra quyết định và cuối cùng thể hiện ra mô hình là những con số không hề có giá trị ứng dụng.  Như vậy lý thuyết kỳ vọng hợp lý được áp dụng vào mô hình nghiên cứu đem lại cho ta nhiều cái nhìn mới về sự tác động của các yếu tố vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam, cũng như giải thích và khắc phục được phần nào những tác động từ độ trễ của những chính sách Nhà nước lên thị trường. Tuy nhiên mô hình vẫn còn đó những khiếm khuyết mà bắt nguồn từ những nguyên nhân: - Thị trường chứng khoán Việt Nam còn khá non trẻ, số lượng cổ phiếu không nhiều, thời gian niêm yết khá ngắn, một số cổ phiếu của các công ty lớn mới được niêm yết gần đây nên không đủ dữ liệu thời gian để chạy mô hình. Ngoài ra việc phân tích 10 công ty đại diện vẫn chưa mang tính chất bao quát hết toàn bộ thị trường nên vẫn không thể phản ánh hết được thực tế. - Mô hình có thể đã bỏ qua các yếu tố vĩ mô quan trọng. Các yếu tố kinh tế vĩ mô thì có rất nhiều, nhưng trong một bài nghiên cứu không thể đưa vào hết được, và vì mẫu nghiên cứu cần có một số liệu đủ dài để có thể chạy mô hình nên chỉ có thể đưa vào những yếu tố vĩ mô có số liệu cụ thể và số liệu được tính hàng tháng. - Thị trường chứng khoán Việt Nam chưa hoàn hảo do đó không đáp ứng được giả định về thị trường trong mô hình APT. 66 CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 5.1 KẾT LUẬN Thị trường chứng khoán Việt Nam ra đời đóng vai trò là một kênh dẫn vốn hiệu quả và là một sân chơi công bằng để các công ty từ đó cạnh tranh và nỗ lực phát triển. Tuy nhiên vì những lý do khách quan cũng như chủ quan nên bản chất đây vẫn chưa phải là một thị trường hoàn hảo để có thể phản ánh đúng tình trạng của công ty từ những biến động của các yếu tố kinh tế vĩ mô. Qua đó việc đo lường tình trạng sức khỏe của doanh nghiệp, tế bào của nền kinh tế Việt Nam vẫn là điều nan giải và cần có những cải thiện về chính sách của Chính phủ cũng như phương pháp nghiên cứu tiếp cận mới sau này. Việc phân tích thị trường bằng mô hình APT phối hợp với lý thuyết kỳ vọng hợp lý đã phần nào giải thích được sự biến động của tỷ suất sinh lời thị trường tương ứng với sự biến động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đồng thời cho ta một nhìn mới về xu thế của các nhà đầu tư ra quyết định dựa vào phán đoán và kỳ vọng về thị trường biến chuyển dựa trên số liệu quá khứ. Qua đó mô hình đã giải thích và khắc phục được phần nào những sai sót nghiên cứu xuất phát từ độ trễ của những chính sách Nhà nước đưa ra nhằm điều tiết nền kinh tế đến với các doanh nghiệp. Đồng thời mô hình cũng phản ánh lên được các nhà đầu tư Việt Nam có kỹ thuật phân tích chứng khoán theo các yếu tố vĩ mô còn khá đơn giản, song song với đó là tâm lý bầy đàn chi phối rất lớn đến hành vi của các nhà đầu tư và phần lớn không có cái nhìn đúng đắn về biến động thị trường. Mặc dù vậy mô hình vẫn là phương tiện, công cụ giúp cho những nhà đầu tư có cái nhìn toàn diện hơn về thị trường, qua đó hỗ trợ cho việc dự báo và đánh giá thị trường hiệu quả cũng như phục vụ cho việc nghiên cứu tiếp nối sau này trong tương lai. Thông qua những kết quả rút ra được trong quá trình nghiên cứu, một số giải pháp được đưa ra nhằm cải thiện việc đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam ở hiện tại. - Luôn ưu tiên đặt chỉ số VN-Index lên phân tích trong tiến trình ra quyết định bởi vì đó là chỉ số tốt nhất so với những yếu tố khác ảnh hưởng đến giá cả cổ phiếu, tuy nhiên chỉ nên áp dụng đối với những mã cổ phiếu đã niêm yết trên sàn trong thời gian dài và ổn định. - Các nhà đầu tư không nên chú trọng quá vào số liệu kinh tế vĩ mô ở hiện tại đến việc ra quyết định đầu tư bởi vì vẫn còn đó những kỳ vọng thị trường và xu thế biến chuyển từ những chính sách có độ trễ của Nhà nước 67 trong quá khứ. Nếu có điều kiện nên phân tích và hồi quy mô hình tối ưu theo kỳ vọng hợp lý để đánh giá xu thế chung của cổ phiếu. - Việc đầu tư phải dựa trên những phân tích khoa học với những đánh giá khách quan và chính xác về biến động thị trường, tránh tình trạng hoang mang về số liệu hiện tại và quá khứ làm chi phối đến tiến trình ra quyết định và đi vào ngõ cụt là “tâm lý bầy đàn”. - Tránh đầu tư trực tiếp số lượng lớn vào những cổ phiếu mới niêm yết trong thời gian ngắn mà hãy xem xét kỹ càng và xem phản ứng của thị trường. Vì dữ liệu quá khứ ảnh hưởng rất mạnh đến giá cả của loại cổ phiếu này nên phải tận dụng những dữ liệu quá khứ sau mỗi phiên giao dịch và biến động của các yếu tố vĩ mô trong quá khứ để dự đoán với kỳ vọng dài hạn từ chính sách Nhà nước. 5.2 KIẾN NGHỊ Qua kết quả nghiên cứu, có thể thấy việc ứng dụng lý thuyết tài chính hiện đại vào thị trường chứng khoán Việt Nam bị hạn chế do thị trường chưa hiệu quả, còn chứa đựng nhiều bất cập cần điều chỉnh để thị trường có thể phát triển tốt hơn và trở thành kênh dẫn vốn hiệu quả cho nền kinh tế. Để có thể xóa bỏ những hạn chế này ta có một số kiến nghị sau đây đối với Chính phủ và các cơ quan Nhà nước có thẩm quyền. - Sớm hoàn thiện khung pháp lý cho thị trường chứng khoán, tạo điều kiện cho các công ty đại chúng niêm yết, bảo vệ các nhà đầu tư cũng như giúp Nhà nước quản lý tốt thị trường chứng khoán trong giai đoạn tới. - Có chế tài xử lý mạnh đối với hành vi thao túng thị trường nhằm hạn chế các tổ chức, nhóm nhà đầu tư làm lũng đoạn thị trường, giúp người dân có niềm tin gia nhập thị trường, có cơ hội đầu tư sinh lời như nhau trong một môi trường công bằng, lành mạnh. - Tăng cường công tác thanh tra giám sát hoạt động của của các tổ chức tham gia thị trường, xử lý nghiêm các vi phạm về công bố thông tin, về rò rỉ thông tin, về tin đồn gây bất lợi cho hệ thống thị trường tài chính. - Tăng cường các loại hàng hóa (chứng khoán) có chất lượng tốt trên thị trường để nhà đầu tư có thể chọn lựa đầu tư một cách dễ dàng, đồng thời xem xét cho phép đưa vào thị trường các công cụ chứng khoán phái sinh như quyền chọn, hợp đồng tương lai,…Rút ngắn thời gian thanh toán tiền và thanh toán chứng khoán nhằm tăng tính thanh khoản cho thị trường. 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt 1. Bùi Văn, 2004. Giới thiệu lý thuyết cân bằng giá (APT) trong dự tính chi phí sử dụng vốn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fullbright Niên khóa 2004-2005. 2. Mai Văn Nam, 2008. Kinh tế lượng. Hà Nội: Nhà xuất bản Văn hóa thông tin. 3. Nguyễn Minh Kiều, 2011. Tài chính doanh nghiệp căn bản. TP. Hồ Chí Minh: nhà xuất bản Lao động xã hội. 4. Nguyễn Trọng Hoài, 2009. Mô hình hồi quy tuyến tính bội: Lựa chọn mô hình và kiểm định giả thiết. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fullbright. 5. Nguyễn Văn Ngọc, 2010. Bài giảng nguyên lý kinh tế vĩ mô. Hà Nội: Nhà xuất bản Đại học kinh tế quốc dân. 6. Thái Văn Đại và Nguyễn Thanh Nguyệt, 2010. Giáo trình quản trị ngân hàng thương mại. Đại học Cần Thơ. Tiếng Anh: 1. Anam, G. and Naeemullah, K., 2013. An application of Arbitrage Pricing Theory on KSE-100 Index: A study from Pakistan (2000-2005). IOSR Journal of Business and Management, 7: 78-84. 2. Chen, N.F., Roll, R. and Ross, S.A., 1986. Economic forces and the stock market. Journal of Business, 59: 383-403. 3. Chen, S.J. and Jordan, B., 1993. Some empirical tests in the Arbitrage Pricing Theory: Macrovariables vs derived factors. Journal of Banking & Finance, 17: 65-89. 4. Iqbal, N., Khattak, S.R., Khattak, M.A. and Ullah, I., 2012. Testing the Arbitrage Pricing Theory on Karachi Stock Exchange. Interdisciplinary journal of Contemporary research in Business, 4: 839-853. 5. Isenmila, P.A. and Erah, D.O, 2012. Share prices and macroeconomic factors: a test of the Arbitrage Pricing Theory (APT) in the Nigerian stock market. European Journal of Business and Managament, 4: 6675. 69 6. Mauri, P., 2006. Tests og the Arbitrage Ptricing theory using Macroeconomic variables in the Russian equity market. Bachelor’s thesis of Lappeenranta University of Technology, Finland. 7. Poon, S. and Taylor, S.J., 1991. Macroeconomic factor and the UK stock market. Journal of Business Finance and Accounting, 18: 619639. 8. Robert, D.G., 2008. Effect of macroeconomic variables on stock market returns for four emerging economices: Brazil, Russia, India, and China. International Business & Economics Research Journal, 7: 1-8. 9. Roll, R. and Ross, S.A., 1994. On the Cross-Sectional Relation between Expected Returns and Betas. The Journal of Finance. 49: 101-121. 10. Tursoy, T., Gunsel, N. and Rjoub, H., 2008. Macroeconomic Factors, the APT and the Istanbul Stock Market. International Research Journal of Finance and Economics, 22: 49-57. 70 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Biến động chỉ số giá tiêu dùng CPI (%) hàng tháng giai đoạn (2002 - 06/2013) Năm 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 6/2013 1,10 0,90 1,10 1,10 1,20 1,05 2,38 0,32 1,36 1,74 1 1,25 Tháng 1 2 2,20 2,20 3,00 2,50 2,10 2,17 3,56 1,17 1,96 2,09 1,37 1,31 3 -0,80 -0,60 0,80 0,10 -0,50 -0,22 2,99 -0,17 0,75 2,17 0,16 -0,19 4 0,00 0,00 0,50 0,60 0,20 0,49 2,20 0,35 0,14 3,32 0,05 0,02 5 0,30 -0,10 0,90 0,50 0,60 0,77 3,91 0,44 0,27 2,21 0,18 -0,06 6 0,10 -0,30 0,80 0,40 0,40 0,85 2,14 0,55 0,22 1,09 -0,26 0,05 7 -0,10 -0,30 0,50 0,40 0,40 0,94 1,13 0,52 0,06 1,17 -0,29 8 0,10 -0,10 0,60 0,40 0,40 0,55 1,56 0,24 0,23 0,93 0,63 9 0,20 0,10 0,30 0,80 0,30 0,51 0,18 0,62 1,31 0,82 2,2 10 0,30 -0,20 0,00 0,40 0,20 0,74 -0,19 0,37 1,05 0,36 0,85 11 0,30 0,60 0,20 0,40 0,60 1,23 -0,76 0,55 1,86 0,39 0,47 12 0,30 0,80 0,60 0,80 0,50 2,91 -0,68 1,38 1,98 0,53 0,27 Giai đoạn 4,00 3,00 9,50 8,40 6,60 12,63 19,89 6,52 11,75 18,13 6,81 X 2,4 Phụ lục 2: Biến động chỉ số giá vàng (%) hàng tháng giai đoạn (2002 – 06/2013) Năm 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 6/2013 1 1,50 5,50 3,10 -2,00 4,00 -1,13 5,07 3,64 -2,94 -0,05 -3,62 -1,73 2 1,50 4,80 -0,90 -1,80 5,40 2,08 5,91 5,74 -2,03 -0,35 3,27 -0,33 3 1,80 -1,20 0,20 2,00 1,80 2,59 6,45 5,44 1,21 5,00 -0,44 -2,73 4 3,70 -3,10 2,30 -0,80 4,80 1,10 -2,14 1,40 -0,80 -1,20 -2,62 -2,56 5 2,60 0,20 -4,10 -0,20 17,60 2,33 -3,89 0,61 1,91 1,43 -2,17 -4,62 6 3,90 3,80 -1,40 -1,50 -5,60 -1,97 4,36 5,57 3,09 0,36 -2,03 -4,11 7 -0,20 -0,20 0,50 1,20 -3,10 -0,59 3,20 -0,43 2,15 0,87 -0,31 8 -0,20 0,10 0,40 0,30 2,30 1,49 -2,96 1,75 -0,88 8,70 0,41 9 0,40 2,90 1,50 1,60 -2,90 1,93 -6,36 2,04 3,58 13,14 5,25 10 1,80 3,40 1,70 4,10 -3,10 6,04 3,21 5,01 7,87 -4,22 4,64 11 -0,20 3,00 3,20 0,90 1,70 8,89 -5,80 10,08 8,67 0,27 -1,98 12 1,20 5,10 4,90 7,50 3,20 2,13 0,78 10,49 5,43 -0,97 0,46 Giai đoạn 19,40 26,60 11,70 11,30 27,20 27,35 6,83 64,32 30,00 24,09 0,4 Tháng 71 X -15,1 Phụ lục 3: Biến động tỷ giá VND/USD (%) hàng tháng giai đoạn (2002 – 06/2013) Năm 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 6/2013 1 0,10 0,20 -0,30 0,00 0,00 -0,12 -0,26 1,48 -0,11 -0,32 0,05 -0,08 2 0,20 0,20 0,40 0,10 0,10 -0,21 -0,12 0,91 0,33 0,94 -0,41 0,03 3 0,20 0,00 0,50 0,00 -0,10 -0,10 -1,51 0,19 1,28 3,06 -0,63 0,41 4 0,30 0,10 -0,10 0,10 0,10 0,12 1,21 1,25 -0,28 -1,61 -0,07 0,01 5 0,20 0,00 -0,30 0,10 0,80 0,15 1,02 1,25 -0,63 -0,98 0,06 0,21 6 0,30 0,10 0,00 0,00 -0,30 0,26 4,69 0,14 -0,17 -0,78 0,2 0,26 7 0,10 0,20 -0,10 0,20 -0,20 0,22 1,83 0,85 0,38 -0,18 -0,05 8 0,20 0,10 0,10 0,10 0,10 0,16 -2,96 0,13 0,48 0,26 -0,15 9 0,10 0,10 0,10 0,00 0,10 0,57 -0,75 -0,23 1,61 0,80 0,06 10 0,20 0,20 0,00 0,10 0,20 -0,60 -0,05 -0,35 0,60 0,39 0,06 11 0,10 0,50 0,00 0,10 0,20 -0,28 2,10 1,45 3,00 0,69 -0,11 12 0,10 0,50 0,10 0,10 0,00 -0,19 1,14 3,19 2,86 0,02 0,03 Giai đoạn 2,10 2,20 0,40 0,90 1,00 -0,03 6,31 10,70 9,68 2,24 -0,96 Tháng X 0,84 Phụ lục 4: Tăng trưởng GDP (%) từ năm 2000 – 06/2013 Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 6/2013 GDP(%) 6,79 6,89 7,08 7,34 7,79 8,44 8,23 8,46 6,31 5,32 6,78 5,89 5,2 4,9 72 Phụ lục 5: Kết quả chạy hồi quy theo OLS của 20 cổ phiếu nghiên cứu 1/ CÔNG TY CỔ PHẦN SỮA VIỆT NAM (VNM) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 5786.01562 4 1446.5039 Residual | 11286.9239 83 135.987035 -------------+-----------------------------Total | 17072.9396 87 196.240685 Number of obs F( 4, 83) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 88 10.64 0.0000 0.3389 0.3070 11.661 -----------------------------------------------------------------------------VNM | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .6701764 .1051756 6.37 0.000 .4609865 .8793664 tygia | .4437311 1.254092 0.35 0.724 -2.050607 2.938069 cpi | .3978529 1.371781 0.29 0.773 -2.330564 3.12627 vang | -.3932807 .3122223 -1.26 0.211 -1.014278 .2277169 _cons | 1.338308 1.770957 0.76 0.452 -2.184053 4.86067 2/ TỔNG CÔNG TY KHÍ VIỆT NAM (GAS) a) Mô hình ban đầu (GAS) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 224.481808 4 56.1204521 Residual | 494.537281 7 70.648183 -------------+-----------------------------Total | 719.019089 11 65.3653717 Number of obs F( 4, 7) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = 12 = 0.79 = 0.5647 = 0.3122 = -0.0808 = 8.4052 -----------------------------------------------------------------------------GAS | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | -.0658084 .5542662 -0.12 0.909 -1.37644 1.244823 cpi | 5.790219 5.668291 1.02 0.341 -7.61316 19.1936 vang | -2.073064 1.561683 -1.33 0.226 -5.765858 1.619729 tygia | -11.97894 17.94727 -0.67 0.526 -54.41748 30.4596 _cons | .9755893 4.241934 0.23 0.825 -9.05499 11.00617 b) Mô hình cải thiện (GAS) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 505.152204 4 126.288051 Residual | 213.866885 7 30.5524122 -------------+-----------------------------Total | 719.019089 11 65.3653717 Number of obs F( 4, 7) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 12 4.13 0.0496 0.7026 0.5326 5.5274 -----------------------------------------------------------------------------GAS | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex(_n+1) | .8101372 .3644732 2.22 0.062 -.0517049 1.671979 cpi(_n+1) | -7.102352 3.704612 -1.92 0.097 -15.86237 1.657663 vang(_n+1) | .7339036 1.031825 0.71 0.500 -1.705974 3.173782 tygia(_n+1) | 32.24804 12.46662 2.59 0.036 2.769157 61.72692 _cons | 6.402743 2.711997 2.36 0.050 -.0101114 12.8156 73 3/ NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN CÔNG THƯƠNG VIỆT NAM (CTG) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 1421.80154 4 355.450385 Residual | 3123.6624 42 74.3729143 -------------+-----------------------------Total | 4545.46394 46 98.8144335 Number of obs F( 4, 42) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 47 4.78 0.0029 0.3128 0.2473 8.624 -----------------------------------------------------------------------------CTG | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .5380563 .1583615 3.40 0.001 .2184699 .8576428 vang | -.6656909 .3615554 -1.84 0.073 -1.395339 .0639575 cpi | 4.087455 1.629853 2.51 0.016 .7982791 7.376631 tygia | 1.506367 1.511846 1.00 0.325 -1.544662 4.557396 _cons | -4.511243 1.851767 -2.44 0.019 -8.24826 -.7742263 4/ NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN NGOẠI THƯƠNG VIỆT NAM (VCB) a) Mô hình ban đầu (VCB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 2226.34096 4 556.585239 Residual | 2084.31237 42 49.6264849 -------------+-----------------------------Total | 4310.65332 46 93.7098549 Number of obs F( 4, 42) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 47 11.22 0.0000 0.5165 0.4704 7.0446 -----------------------------------------------------------------------------VCB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .7594713 .1293597 5.87 0.000 .4984129 1.02053 tygia | -.3591208 1.234972 -0.29 0.773 -2.851394 2.133153 cpi | 1.208775 1.331367 0.91 0.369 -1.478032 3.895582 vang | -.6124479 .2953413 -2.07 0.044 -1.208471 -.016425 _cons | -1.152756 1.51264 -0.76 0.450 -4.205388 1.899875 b) Mô hình cải thiện (VCB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 2414.28516 4 603.57129 Residual | 1896.36816 42 45.151623 -------------+-----------------------------Total | 4310.65332 46 93.7098549 Number of obs F( 4, 42) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 47 13.37 0.0000 0.5601 0.5182 6.7195 -----------------------------------------------------------------------------VCB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .7866957 .1199066 6.56 0.000 .5447144 1.028677 tygia(_n+1) | -2.166479 1.050223 -2.06 0.045 -4.285916 -.0470431 cpi | 2.175531 1.355446 1.61 0.116 -.5598693 4.910932 vang | -.6868017 .2456976 -2.80 0.008 -1.18264 -.1909639 _cons | -1.2651 1.433515 -0.88 0.383 -4.15805 1.627851 74 5/ CÔNG TY CỔ PHẦN MASAN (MSN) a) Mô hình ban đầu (MSN) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 4968.77554 4 1242.19389 Residual | 4490.55547 38 118.172512 -------------+-----------------------------Total | 9459.33101 42 225.222167 Number of obs F( 4, 38) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 43 10.51 0.0000 0.5253 0.4753 10.871 -----------------------------------------------------------------------------MSN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | 1.050173 .2232656 4.70 0.000 .5981951 1.50215 vang | 1.699412 .4957265 3.43 0.001 .6958665 2.702958 tygia | -2.206373 1.937184 -1.14 0.262 -6.127997 1.715252 cpi | 1.464752 2.124821 0.69 0.495 -2.836722 5.766226 _cons | .5755627 2.470146 0.23 0.817 -4.424987 5.576113 b) Mô hình cải thiện (MSN) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 5202.53426 4 1300.63357 Residual | 4256.79675 38 112.020967 -------------+-----------------------------Total | 9459.33101 42 225.222167 Number of obs F( 4, 38) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 43 11.61 0.0000 0.5500 0.5026 10.584 -----------------------------------------------------------------------------MSN | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | 1.115245 .2129578 5.24 0.000 .6841344 1.546355 tygia(_n+1) | -3.10398 1.669868 -1.86 0.071 -6.48445 .2764906 vang | 1.392441 .4189392 3.32 0.002 .5443426 2.240539 cpi | 2.801454 2.200029 1.27 0.211 -1.652273 7.255181 _cons | .0920354 2.379361 0.04 0.969 -4.72473 4.908801 6/ CÔNG TY CỔ PHẦN – TẬP ĐOÀN VINGROUP (VIC) a) Mô hình ban đầu (VIC) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 7480.84159 4 1870.2104 Residual | 15396.0331 63 244.381478 -------------+-----------------------------Total | 22876.8747 67 341.445892 Number of obs F( 4, 63) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 68 7.65 0.0000 0.3270 0.2843 15.633 -----------------------------------------------------------------------------VIC | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .897072 .1742244 5.15 0.000 .5489124 1.245232 vang | .5143542 .4932588 1.04 0.301 -.4713448 1.500053 cpi | 1.085917 1.951483 0.56 0.580 -2.81381 4.985645 tygia | 2.705345 1.713906 1.58 0.119 -.719623 6.130312 _cons | -2.327978 2.707814 -0.86 0.393 -7.739112 3.083157 75 b) Mô hình cải thiện (VIC) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 7624.45662 4 1906.11416 Residual | 15252.4181 63 242.101875 -------------+-----------------------------Total | 22876.8747 67 341.445892 Number of obs F( 4, 63) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 68 7.87 0.0000 0.3333 0.2910 15.56 -----------------------------------------------------------------------------VIC | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .7796732 .1786156 4.37 0.000 .4227385 1.136608 vang | .6967603 .4679645 1.49 0.141 -.2383922 1.631913 cpi | .3027152 1.963305 0.15 0.878 -3.620637 4.226068 tygia(_n+1) | 2.971779 1.685624 1.76 0.083 -.3966709 6.340229 _cons | -1.985172 2.652015 -0.75 0.457 -7.284801 3.314457 7/ TẬP ĐOÀN BẢO VIỆT (BVH) a) Mô hình ban đầu (BVH) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 9250.36314 4 2312.59079 Residual | 7408.88031 42 176.401912 -------------+-----------------------------Total | 16659.2435 46 362.157466 Number of obs F( 4, 42) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 47 13.11 0.0000 0.5553 0.5129 13.282 -----------------------------------------------------------------------------BVH | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | 1.680354 .24389 6.89 0.000 1.188164 2.172544 vang | .2325172 .5568255 0.42 0.678 -.8912021 1.356236 cpi | 3.451175 2.510109 1.37 0.176 -1.61443 8.516781 tygia | .7292129 2.328369 0.31 0.756 -3.969626 5.428052 _cons | -2.582118 2.851875 -0.91 0.370 -8.337436 3.173199 ------------------------------------------------------------------------------ b) Mô hình cải thiện (BVH) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 9628.7429 4 2407.18573 Residual | 7030.50055 42 167.39287 -------------+-----------------------------Total | 16659.2435 46 362.157466 Number of obs F( 4, 42) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 47 14.38 0.0000 0.5780 0.5378 12.938 -----------------------------------------------------------------------------BVH | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | 1.666928 .2377293 7.01 0.000 1.187171 2.146685 vang | .2009795 .5382373 0.37 0.711 -.8852273 1.287186 cpi(_n+1) | 4.967923 2.409074 2.06 0.045 .1062136 9.829632 tygia | 1.225836 2.270265 0.54 0.592 -3.355746 5.807417 _cons | -4.041853 2.855607 -1.42 0.164 -9.804701 1.720995 76 8/ NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN SÀI GÒN THƯƠNG TÍN (STB) a) Mô hình ban đầu (STB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 10107.9324 4 2526.98309 Residual | 12346.7597 78 158.291791 -------------+-----------------------------Total | 22454.6921 82 273.837709 Number of obs F( 4, 78) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 83 15.96 0.0000 0.4501 0.4220 12.581 -----------------------------------------------------------------------------STB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .9228052 .1208868 7.63 0.000 .6821381 1.163472 tygia | -.4351027 1.358647 -0.32 0.750 -3.139961 2.269755 cpi | -1.061774 1.508136 -0.70 0.484 -4.064242 1.940694 vang | .2164227 .3796111 0.57 0.570 -.5393249 .9721704 _cons | -.3480796 1.982573 -0.18 0.861 -4.295078 3.598919 b) Mô hình cải thiện (STB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 10229.8224 4 2557.4556 Residual | 12224.8697 78 156.729099 -------------+-----------------------------Total | 22454.6921 82 273.837709 Number of obs F( 4, 78) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 83 16.32 0.0000 0.4556 0.4277 12.519 -----------------------------------------------------------------------------STB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .9180374 .1202822 7.63 0.000 .678574 1.157501 tygia | -.3395952 1.299761 -0.26 0.795 -2.92722 2.248029 cpi | -1.2899 1.514422 -0.85 0.397 -4.304883 1.725084 vang(_n+1) | .3877876 .3687391 1.05 0.296 -.3463156 1.121891 _cons | -.4228 1.974485 -0.21 0.831 -4.353697 3.508097 9/ NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN XUẤT NHẬP KHẨU VIỆT NAM (EIB) a) Mô hình ban đầu (EIB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 1171.39341 4 292.848353 Residual | 1931.32011 38 50.8242133 -------------+-----------------------------Total | 3102.71352 42 73.8741315 Number of obs F( 4, 38) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 43 5.76 0.0010 0.3775 0.3120 7.1291 -----------------------------------------------------------------------------EIB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .6964852 .1464195 4.76 0.000 .4000745 .9928959 tygia | 1.739672 1.270422 1.37 0.179 -.8321627 4.311507 cpi | -.040823 1.393476 -0.03 0.977 -2.861767 2.780121 vang | -.3528438 .3251017 -1.09 0.285 -1.010978 .3052902 _cons | -1.208879 1.619943 -0.75 0.460 -4.488282 2.070525 77 b) Mô hình cải thiện (EIB) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 1206.04166 4 301.510416 Residual | 1896.67186 38 49.9124173 -------------+-----------------------------Total | 3102.71352 42 73.8741315 Number of obs F( 4, 38) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 43 6.04 0.0007 0.3887 0.3244 7.0649 -----------------------------------------------------------------------------EIB | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex | .6872588 .1452542 4.73 0.000 .3932071 .9813105 tygia | 1.84747 1.26535 1.46 0.152 -.7140978 4.409038 cpi(_n+1) | 1.132515 1.358421 0.83 0.410 -1.617464 3.882494 vang | -.4191926 .3186943 -1.32 0.196 -1.064355 .2259702 _cons | -2.235432 1.651251 -1.35 0.184 -5.578215 1.107351 10/ TỔNG CÔNG TY PHÂN BÓN VÀ HÓA CHẤT DẦU KHÍ (DPM) Source | SS df MS -------------+-----------------------------Model | 7548.27644 4 1887.06911 Residual | 3791.53913 62 61.153857 -------------+-----------------------------Total | 11339.8156 66 171.815387 Number of obs F( 4, 62) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 67 30.86 0.0000 0.6656 0.6441 7.8201 -----------------------------------------------------------------------------DPM | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------Vnindex| .9692227 .0878118 11.04 0.000 .7936893 1.144756 vang | -.2494241 .2553761 -0.98 0.333 -.7599137 .2610654 cpi | 1.570428 .9773629 1.61 0.113 -.3832927 3.524148 tygia | .3019358 .8688967 0.35 0.729 -1.434964 2.038836 _cons | -1.113062 1.35957 -0.82 0.416 -3.830804 1.604679 78 [...]... sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của 37 cổ phiếu ở thị trường chứng khoán Karachi (KSE), Pakistan Các yếu tố vĩ mô được đưa vào mô hình là: lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, tổng sản phẩm công nghiệp, lãi suất Số liệu được lấy theo tháng, từ tháng 01 năm 2000 đến tháng 12 năm 2005 Kết quả hồi quy cho thấy, yếu tố cung tiền và lãi suất không tác động đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu, ... lường ảnh hưởng của nhiều yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu so với mô hình chỉ số đơn chỉ đơn thuần phân tích tác động của chỉ số thị trường chứng khoán Do đó ta có thể lấy mô hình chung là mô hình lý thuyết chênh lệch giá để tiến hành áp dụng nghiên cứu Sau khi tiến hành thu thập 4 yếu tố vĩ mô mà ta nghi ngờ ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của chứng khoán bao gồm: chỉ số thị trường chứng khoán. .. (www.cophieu68.com) và một số trang các công ty chứng khoán (www.ssi.com.vn, www.vndirect.com.vn, www.fpts.com.vn, www.bsc.com.vn ) Mục đích của đề tài là phân tích ảnh hưởng của 4 yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của 10 cổ phiếu niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, đây là top 10 những mã chứng khoán có giá trị vốn hóa thị trường đứng đầu của HOSE Do đó, số liệu thu thập trong... 1999 đến tháng 03 năm 2006 Tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé nhất để đánh giá tác động của các yếu tố vĩ mô đến lợi nhuận của 20 cổ phiếu này Kết quả là không tìm thấy mối liên hệ rõ ràng nào giữa các yếu tố vĩ mô với lợi nhuận của cổ phiếu Giá trị R2 cũng có sự khác biệt lớn giữa các cổ phiếu, dao động từ 20% đến 90% Chỉ có duy nhất 1 yếu tố vĩ mô có ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu, ... sẵn để tìm ra các yếu tồ cần đưa vào mô hình, hai là các yếu tố vĩ mô đưa vào mô hình sẽ do người nghiên cứu tự lựa chọn Sau khi đã lựa chọn được các yếu tố vĩ mô để đưa vào mô hình kinh doanh 9 chênh lệch giá, phương pháp phân tích hồi quy sẽ được thực hiện để ước lượng các hệ số của từng yếu tố và xác định xem có tồn tại mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu hay không... chứng khoán là các nhân tố vĩ mô và nhân tố thuộc về chính bản thân công ty (2) Các nhân tố thuộc về công ty thì độc lập giữa các công ty 6 (3) Có một chỉ số nào đó đại diện cho ảnh hưởng của tất cả các nhân tố vĩ mô Mô hình chỉ số đơn có dạng: Ri = ai + βiRm + εi (2.2) Trong đó: - Ri là tỷ suất sinh lời của chứng khoán i; - ai là phần tỷ suất sinh lời kỳ vọng độc lập với thị trường; - Rm là tỷ suất sinh. .. tích sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lời của một số cổ phiếu trên HOSE - Đề xuất một số giải pháp nhằm giúp các nhà đầu tư tiếp cận thị trường tốt hơn 1.3 PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.3.1 Phạm vi không gian Đề tài được thực hiện dựa trên số liệu của Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh tại Việt Nam 1.3.2 Phạm vi thời gian - Thời gian thực hiện đề tài từ ngày 12/08/2013 đến ngày... thực hiện dựa trên số liệu thu thập từ tháng 1 năm 2002 đến nửa đầu năm 2013 1.3.3 Đối tượng nghiên cứu Đề tài tập trung vấn đề phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô đối với tỷ suất sinh lời một số loại cổ phiếu được niêm yết trên Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh 2 CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 CƠ SỞ LÝ LUẬN 2.1.1 Mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) và mô hình chỉ... mong đợi của cổ phiếu Cụ thể yếu tố sản phẩm công nghiệp, phần bù rủi ro, chênh lệch giữa lãi suất ngắn hạn và dài hạn, lạm phát có ý nghĩa trong việc giải thích tỷ suất sinh lời của cổ phiếu Còn các yếu tố sức mua, giá dầu, chỉ số thị trường chứng khoán thì không có ảnh hưởng Poon và Taylor (1991) đã sử dụng mô hình kinh doanh chênh lệch giá để kiểm tra sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến chỉ số... thuyết chênh lệch giá (Arbitrage Pricing Theory) Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) do Stephen Ross, một giáo sư chuyên về kinh tế học và tài chính đưa ra trong những năm 70 của thế kỷ XX Lý thuyết chênh lệch giá sử dụng các yếu tố rủi ro mang tính vĩ mô để giải thích tỷ suất sinh lời của chứng khoán Lý thuyết này không nói các yếu tố vĩ mô đó là gì: có thể là yếu tố giá dầu, yếu tố lãi suất