Kiểm định mô hình kết hợp ba nhân tố của fama french và var trên thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀO ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN THỊ HUỲNH NHƯ KIỂM ĐỊNH MƠ HÌNH KẾT HỢP BA NHÂN TỐ CỦA FAMA – FRENCH VÀ VaR TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60.34.02.01 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: TS Hồ Viết Tiến TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2012 LỜI CẢM ƠN Trước hết tác giả xin gửi lời cám ơn chân thành đến người hướng dẫn khoa học, TS Hồ Viết Tiến, ý kiến đóng góp, dẫn có giá trị hỗ trợ nội dung số liệu giúp tác giả hoàn thành luận văn Tác giả xin cám ơn Thầy, Cô khoa Đào tạo Sau Đại Học giúp đỡ, hỗ trợ mặt kiến thức suốt thời gian học trường Tác giả xin gửi lời cám ơn đến gia đình bạn bè hết lòng ủng hộ động viên tác giả suốt thời gian thực luận văn Tp Hồ Chí Minh, tháng 12 năm 2012 Học viên Nguyễn Thị Huỳnh Như LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tác giả với giúp đỡ Thầy hướng dẫn số bạn bè hỗ trợ trình nghiên cứu để hoàn thành luận văn Nguồn lấy số liệu nội dung tham khảo có ghi phần tài liệu tham khảo Nội dung kết nghiên cứu luận văn chưa cơng bố cơng trình thời điểm Tp Hồ Chí Minh, tháng 12 năm 2012 Tác giả Nguyễn Thị Huỳnh Như DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT - CAPM : Mơ hình định giá tài sản vốn - HOSE : Sở giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh - TTGDCK : Trung tâm giao dịch chứng khoán - TTCK : Thị trường chứng khoán - TTCK VN : Thị trường chứng khoán Việt Nam - SGDCK : Sở giao dịch chứng khoán - VaR : Value At Risk - SMB : Small Minus Big - HML : High Minus Low - HVARL : High VAR Minus Low var - BE/ME : Tỷ số giá trị sổ sách giá trị thị trường - Rf : Lãi suất phi rủi ro - Rm : Tỷ suất sinh lợi thị trường DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 3.1: Đồ thị VaR 17 Hình 3.2: Hình phân phối chuẩn TSSL cổ phiếu 17 Hình 4.1: Lãi suất trái phiếu phủ kỳ hạn năm điều chỉnh theo tuần 27 DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Các nhân tố nguồn liệu sử dụng 18 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến 25 Bảng 4.2: Ma trận tương quan biến độc lập 27 Bảng 4.3: Kết hồi quy mơ hình nhân tố 29 Bảng 4.4: Kết hồi quy mơ hình ba nhân tố 31 Bảng 4.5: Mức độ giải thích ý nghĩa thống kê mơ hình nhân tố 32 Bảng 4.6: Hệ số hồi quy ý nghĩa thống kê hệ số hồi quy 33 Bảng 4.7: Kết kiểm định Breusch-Godfrey mơ hình nhân tố 36 Bảng 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình bốn nhân tố 37 Bảng 4.9: Kết hồi quy phụ biến độc lập 38 MỤC LỤC Tóm tắt CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu .2 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Xác định vấn đề nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đối tượng phạm vi nghiên cứu .5 1.6 Kết cấu đề tài .5 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.2 Mơ hình ba nhân tố Fama – French .6 2.2.1 Nghiên cứu thực nghiệm Fama – French .6 2.2.2 Mô hình Fama – French ba nhân tố: .7 2.2.3 Thực nghiệm mơ hình Fama French ba nhân tố: 2.3 Mơ hình nhân tố gồm nhân tố Fama-French VaR: 10 2.3.1 Nghiên cứu Bali-Cakici TTCK Mỹ .10 2.3.2 Nghiên cứu thị trường chứng khoán phát triển Đài Loan .11 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 13 3.1 Mơ hình nghiên cứu 13 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 14 3.2.1 Mẫu nghiên cứu 14 3.2.2 Tỷ suất sinh lợi chứng khoán 14 3.2.3 Lãi suất phi rủi ro 15 3.2.4 Tỷ suất sinh lợi thị trường 15 3.2.5 Qui mô .16 3.2.6 Tỷ số giá trị sổ sách giá trị thị trường 16 3.2.7 VaR (Value at Risk) 16 3.3 Xây dựng danh mục 19 3.4 Xác định biến cho mơ hình 21 3.4.1 Biến phụ thuộc: 21 3.4.2 Biến độc lập: 22 3.5 Các phương pháp phân tích liệu kiểm định 23 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 25 4.1 Thống kê mô tả .25 4.2 Sự tương quan biến 27 4.3 Kết hồi quy .28 4.3.1 Mơ hình nhân tố 28 4.3.2 Mơ hình ba nhân tố 30 4.3.3 Mơ hình bốn nhân tố 32 4.4 Kiểm định mô hình bốn nhân tố .35 4.4.1 Kiểm định phần dư: 35 4.4.2 Kiểm định tượng đa cộng tuyến .37 4.5 Kết nghiên cứu 38 CHƯƠNG : KẾT LUẬN .40 5.1 Kết luận 40 5.2 Hạn chế đề tài nghiên cứu 42 5.3 Đề xuất hướng nghiên cứu 43 Tài liệu tham khảo 44 TÓM TẮT Ngày có nhiều nghiên cứu tập trung vào việc ứng dụng mơ hình kinh tế tài để xác định mối quan hệ rủi ro lợi nhuận cổ phiếu Trong luận văn tác giả nghiên cứu khả giải thích nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách giá trị thị trường nhân tố VaR (Value-at-risk) cho TSSL mong đợi cổ phiếu thị trường chứng khoán phát triển Việt Nam, mẫu chọn 78 cổ phiếu sàn giao dịch chứng khoán TPHCM khoảng thời gian từ tháng 7/2007 đến cuối tháng 12/2011 Mục đích để kiểm tra xem yếu tố Value-at-Risk có khả liên quan đến mơ hình ba nhân tố Fama-Frrench hay khơng mức độ ảnh hưởng nhân tố bao gồm nhân tố Fama – French VaR đến TSSL mong đợi cổ phiếu Kết thực nghiệm cho thấy VaR có khả giải thích bổ sung cho TSSL cổ phiếu bình quân bên cạnh nhân tố: suất sinh lợi thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách giá trị thị trường Trong nhân tố thị trường đóng vai trị quan trọng hết CHƯƠNG : GIỚI THIỆU 1.1 Lý nghiên cứu: Ở Việt Nam kể từ TTCK thức vào hoạt động vào tháng 7/2000 đến trở thành kênh đầu tư hấp dẫn quen thuộc với người Phần lớn nhà đầu tư thị trường đầu tư cá nhân Một thực tế cho thấy đa số nhà đầu tư cá nhân có kiến thức đầu tư tài chính, chủ yếu đầu tư ngắn hạn theo kiểu lướt sóng để tìm kiếm lợi nhuận, mà chưa trọng đến việc ứng dụng mơ hình đầu tư tài đại vào hoạt động mua bán chứng khoán, định đầu tư chủ yếu dựa vào cảm tính chạy theo tâm lý đám đông Do vậy, việc nghiên cứu ứng dụng lý thuyết đầu tư tài đại vào TTCK VN giai đoạn việc quan trọng cấp thiết Hơn nữa, có nhiều nghiên cứu giới việc ứng dụng lý thuyết đầu tư tài vào TTCK, đặc biệt nghiên cứu thực nghiệm TTCK cho kết có ý nghĩa vơ thiết thực, điều khẳng định thêm tính đắn tính thực tế mơ hình Mơ hình định giá tài sản vốn (CAPM) Sharpe (1964) Lintner (1965) thể mối tương quan rủi ro TSSL chứng khoán mà sở lý thuyết danh mục Markowitz (1959) Mơ hình thể mối quan hệ tuyến tính dương suất sinh lợi kỳ vọng chứng khốn hệ số beta chứng khốn Sau đó, Fama – French (1993) phát triển mơ hình CAPM cách thêm hai yếu tố đại diện cho quy mô công ty tỷ số giá trị sổ sách giá thị trường (BE/ME) vào CAPM để giải thích cho TSSL kỳ vọng Kết mơ hình nhân tố Fama French giải thích TSSL kỳ vọng tốt mơ hình với nhân tố thị trường CAPM Cho đến thời điểm tại, giới học thuật có tranh luận mơ hình: Mơ hình Định giá tài sản vốn CAPM Sharpe (1964) Lintner (1965), Mô hình ba nhân tố Fama French (1993), Mơ hình bốn nhân tố Carhart (1997) Các mơ hình kiểm định TTCK giới Tuy nhiên, mơ hình nhân tố Value-at-Risk, kỹ thuật đo lường rủi ro theo chiều hướng xấu (downside risk) mà sử dụng phổ biến việc xác định rủi ro vốn cho ngân hàng giới chưa xem xét năm 2003 Những nghiên cứu Turan G.Bali Nusret Cakici (2003) cho thấy khả thua lỗ tối đa đo lường Value-atRisk (VaR) có liên hệ đến thay đổi suất sinh lợi kỳ vọng cổ phiếu thị trường chứng khoán Mỹ thời kỳ 1965-1999, beta thị trường khơng đủ để giải thích TSSL kỳ vọng mức độ công ty Nghiên cứu mở hướng phát triển việc xác định mối quan hệ nhân tố rủi ro tính tốn với TSSL kỳ vọng chứng khốn, từ giúp cho nhà đầu tư có thêm cơng cụ để lựa chọn danh mục đầu tư có TSSL kỳ vọng tương ứng với vị rủi ro Đề tài “Kiểm định mơ hình kết hợp ba nhân tố Fama – French VaR thị trường chứng khoán Việt Nam” tác giả nghiên cứu sở tham khảo thực tế giúp cho nhà đầu tư đưa định đầu tư cổ phiếu thị trường chứng khốn Việt Nam 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: Mục tiêu luận văn nghiên cứu mối quan hệ TSSL nhân tố: thị trường, nhân tố quy mô công ty, nhân tố giá trị sổ sách giá trị thị trường nhân tố rủi ro vốn tối đa TTCK VN Để đạt mục tiêu này, tác giả phải tiến hành:  Nghiên cứu mơ hình ba nhân tố Fama – French, mơ hình bốn nhân tố Bali – Cakici chứng thực nghiệm mơ hình giới VN 32 khơng có ý nghĩa thống kê Điều chứng minh mơ hình nhân tố tốt mơ hình nhân tố hệ số s danh mục B/L, B/H cải thiện từ ý nghĩa thống kê (đã phân tích trên) sang có ý nghĩa thống kê mức 1% với danh mục B/L 5% với danh mục B/H Trong mơ hình nhân tố, hệ số độ dốc SMB HML có liên quan đến quy mơ tỷ số BE/ME cách rõ ràng Danh mục quy mơ nhỏ có hệ số s cao danh mục quy mô lớn (S/L > B/L, S/H > B/H) danh mục tỷ số BE/ME cao có hệ số h cao danh mục có tỷ số BE/ME thấp (S/H > S/L, B/H > B/L) Kết giống kết Fama-French (1993) 4.3.3 Mô hình bốn nhân tố: Bảng 4.5: Mức độ giải thích ý nghĩa thống kê mơ hình nhân tố E(Ri) - Rf = c + βi (Rm – Rf ) + si (SMB) + hi (HML) + qi (HVARL) + eit Kết S/L S/H B/L B/H LVAR HVAR R2 0.75 0.78 0.77 0.76 0.68 0.84 R2 điều chỉnh 0.75 0.78 0.76 0.76 0.68 0.83 177.81 210.45 192.01 187.70 123.40 297.02 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 F-statistic Prob (F-statistic) Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn tác giả Theo kết bảng 4.5 thể hiện, xét khả giải thích, mơ hình nhân tố Bali-Cakici có khả giải thích TSSL danh mục cổ phiếu tốt so với mơ hình nhân tố Fama-French Nếu mơ hình nhân tố R2 điều chỉnh dao động từ 0.57 đến 0.68 R2 điều chỉnh mơ hình nhân tố nằm khoảng từ 0.67 đến 0.83, có nghĩa biến độc lập mơ hình nhân tố có khả giải thích từ 68% đến 83% TSSL danh mục cổ phiếu Ngồi ra, thấy danh mục HVAR danh mục S/H có R2 R2 điều chỉnh cao Như ảnh hưởng nhân tố mơ hình nhân tố mạnh 33 danh mục có rủi ro vốn cao (danh mục HVAR) danh mục có qui mô nhỏ - tỷ số BE/ME cao (danh mục S/H) Ta tiến hành kiểm tra xem nhân tố TSSL vượt trội thị trường, nhân tố mô quy mô, nhân tố mô giá trị nhân tố mô rủi ro vốn tối đa có thực giải thích cho TSSL vượt trội danh mục đầu tư hay không Giả thiết Ho: R2 = Ta sử dụng phân phối Fisher để kiểm định phù hợp hàm hồi quy Theo bảng 4.5 cho thấy giá trị p-value tất danh mục nhỏ, gần chứng tỏ R2 ≠ thực trường hợp Kết kiểm định cho thấy mơ hình nghiên cứu có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% hàm hồi quy hoàn toàn phù hợp Tiếp theo, ta tiến hành đánh giá ý nghĩa mức độ ảnh hưởng biến độc lập mơ hình nhân tố Kết hồi quy hệ số nhân tố mơ hình thể bảng 4.6 Bảng 4.6: Hệ số hồi quy ý nghĩa thống kê hệ số hồi quy E(Ri) - Rf = c + βi (Rm – Rf ) + si (SMB) + hi (HML) + qi (HVARL) + eit Kết S/L S/H B/L B/H LVAR HVAR β 0.88 0.89 0.87 0.88 0.90 1.05 s 0.47 0.43 -0.64 -0.58 0.29 0.17 h -0.28 0.25 0.43 0.45 0.46 0.35 q 0.64 0.64 0.50 0.63 0.59 0.68 t-statistic (β) 21.66 21.93 22.57 21.44 17.21 25.39 (***) (***) (***) (***) (***) (***) t-statistic (s) 3.38 3.16 -5.13 -4.14 2.45 3.21 (***) (***) (***) (***) (**) (***) t-statistic (h) -2.91 2.50 4.71 4.72 4.15 3.61 (***) (**) (***) (***) (***) (***) t-statistic (q) 12.74 12.08 9.26 12.47 5.86 14.32 (***) (***) (***) (***) (***) (***) Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn tác giả Ghi chú: mức ý nghĩa 10%: * - mức ý nghĩa 5%: ** - mức ý nghĩa 1%: *** 34 Để kiểm tra ý nghĩa thống kê biến độc lập mơ hình, giả thuyết đưa là: Giả thuyết Ho : hệ số hồi quy = (với hệ số hồi quy hệ số β, s, h, q) Ta sử dụng giá trị thống kê kiểm định t giá trị xác suất p-value để kiểm định ý nghĩa thống kê hệ số hồi quy P-value xác suất để giá trị tới hạn t lớn giá trị thống kê t hệ số mô hình hồi quy Bảng 4.6 kết giá trị thống kê t p-value tất hệ số hồi quy danh mục cổ phiếu Qua bảng này, với giá trị thống kê t cao hệ số hồi quy (đặc biệt hệ số hồi quy beta nhân tố thị trường, hệ số q nhân tố rủi ro vốn) p-value mức 1% 5%, ta nhận thấy tất hệ số hồi quy nhân tố danh mục cho kết kiểm định bác bỏ Ho (Ho: hệ số hồi quy = 0) Điều có nghĩa bốn hệ số hồi quy mơ hình như: hệ số beta nhân tố thị trường, hệ số s nhân tố quy mô, hệ số h nhân tố giá trị hệ số q nhân tố rủi ro vốn có giá trị khác với mức ý nghĩa 5% Như kết luận bốn nhân tố giải thích mơ hình có ý nghĩa giải thích thực cho TSSL danh mục (cổ phiếu) phù hợp để đưa vào mơ hình, hai nhân tố thị trường nhân tố HVARL có ý nghĩa giải thích mặt thống kê cao Kết phân tích hồi qui mơ hình nhân tố cho thấy có mối quan hệ tuyến tính dương suất sinh lợi danh mục cổ phiếu nhân tố thị trường Giá trị hệ số hồi qui nhân tố thị trường hồi qui danh mục cao hệ số hồi quy ba nhân tố lại, mang giá trị từ 0.87 đến 1.05 Điều cho thấy nhân tố thị trường mơ hình nhân tố có khả giải thích thay đổi TSSL danh mục cổ phiếu tốt Ta nhận thấy hệ số với nhân tố SMB có khác biệt danh mục nhóm Small Big Hệ số SMB chuyển từ dương danh mục quy mô nhỏ sang âm danh mục quy mô lớn Điều gần giống với kết Fama-French hai ông chia danh mục thành nhóm theo quy mơ, nhóm 35 theo BE/ME tạo 25 danh mục danh mục thuộc nhóm Big cao (tương ứng với mức BE/ME) cho kết hệ số âm, trường hợp lại dương Kết cho thấy, có mối quan hệ hệ số độ dốc nhân tố SMB với quy mơ hay nói cách khác với danh mục thuộc nhóm BE/ME, danh mục có quy mơ nhỏ có hệ số nhân tố SMB lớn Bên cạnh với hệ số độ dốc SMB khoảng từ -0.64 đến 0.47 cho thấy nhân tố SMB nắm bắt thay đổi TSSL danh mục cổ phiếu có liên quan đến yếu tố quy mơ mà nhân tố thị trường Rm-Rf, HML HVARL chưa nắm bắt Đối với hệ số nhân tố HML, kết nghiên cứu Fama – French (1993) cho thấy nhóm quy mơ, hệ số hồi quy nhân tố HML tăng từ danh mục BE/ME thấp đến danh mục BE/ME cao Bằng chứng thị trường Việt Nam tương tự Danh mục cổ phiếu có BE/ME cao có hệ số hồi quy cao danh mục có BE/ME thấp (B/H = 0.45 > B/L = 0.43, S/H = 0.25 > S/L = -0.28) Rõ ràng hệ số nhân tố HML có quan hệ với tỷ số BE/ME nắm bắt thay đổi TSSL danh mục cổ phiếu có liên quan đến yếu tố BE/ME mà nhân tố thị trường Rm-Rf, SMB HVARL chưa nắm bắt Hệ số hồi quy nhân tố HVARL danh mục dương cao Hệ số hồi qui đạt giá trị lớn 0.68 phân tích danh mục HVAR thấp 0.59 phân tích danh mục LVAR Như nhân tố HVARL nhân tố nắm bắt tốt thay đổi TSSL danh mục cổ phiếu đứng sau nhân tố thị trường Bên cạnh ta thấy mức độ ảnh hưởng nhân tố HVARL lên danh mục HVAR cao nhất, ảnh hưởng lên danh mục LVAR thấp nhất, thấp bốn danh mục phân theo quy mô – BE/ME 4.4 Kiểm định mô hình bốn nhân tố: 4.4.1 Kiểm định phần dư: Kiểm định tự tương quan 36 Mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển OLS giả định nhiễu Ui khơng có tương quan với Ta sử dụng thống kê Breusch-Godfrey kiểm định tự tương quan phần dư Với giả thiết Ho: phần dư không tồn tự tương quan bậc một, hai, ba Vớ mức ý nghĩa chọn 5%, ta thu kết sau: Bảng 4.7: Kết kiểm định Breusch-Godfrey phần dư mơ hình nhân tố Danh mục Prob ChiSquare (bậc 1) Prob ChiSquare (bậc 2) Prob ChiSquare (bậc 3) Kết kiểm định S/L 0.5140 0.7900 0.9132 Chấp nhận Ho S/H 0.6977 0.8866 0.9312 Chấp nhận Ho B/L 0.9019 0.9599 0.9386 Chấp nhận Ho B/H 0.3323 0.5923 0.7787 Chấp nhận Ho LVAR 0.1326 0.2861 0.294 Chấp nhận Ho HVAR 0.0847 0.1649 0.054 Chấp nhận Ho Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính toán tác giả Kết kiểm định BG cho thấy: Với sáu danh mục, danh mục phân loại theo quy mô BE/ME, danh mục phân theo VaR trường hợp có giá trị p-value (Prob Chi-Square) > 5% ba bậc tương quan nên ta chấp nhận giả thiết Ho, tức khơng có tồn tự tương quan Ui Giả thiết mơ hình OLS thỏa mãn Kiểm định phương sai thay đổi: Mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển giả định nhiễu Ui có phương sai đồng Để xem phương sai nhiễu có đồng hay khơng, ta tiến hành kiểm định White chuỗi phần dư mô hình hồi quy Giả thiết Ho: Phương sai nhiễu mơ hình khơng đổi 37 Với mức ý nghĩa 5%, giá trị p-value (Prob Chi Square) < 5% ta có sở bác bỏ giá thiết Ho, ngược lại p-value > 5% ta chấp nhận giả thiết Ho Ta có kết kiểm định White sau: Bảng 4.8: Kết kiểm định phương sai thay đổi mơ hình bốn nhân tố Danh mục Obs*R-squared Prob ChiSquare Kết kiểm định S/L 15.8928 0.3200 Chấp nhận Ho S/H 14.8842 0.3861 Chấp nhận Ho B/L 31.6988 0.0044 Bác bỏ Ho B/H 16.6529 0.2751 Chấp nhận Ho LVAR 10.5509 0.7209 Chấp nhận Ho HVAR 9.7779 0.7782 Chấp nhận Ho Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn tác giả Kết kiểm định White danh mục có danh mục cho kết chấp nhận giả thiết Ho, nhiễu mơ hình có phương sai khơng đổi Riêng có danh mục BL có Obs* R-squared lớn phân phối Chi bình phương, giá trị p-value (Prob Chi-Square) nhỏ 5% nên ta bác bỏ giả thiết Ho, tức có xảy tượng phương sai nhiễu thay đổi Ta kết luận mơ hình bốn nhân tố có phương sai nhiễu khơng đổi danh mục, cịn danh mục B/L có xảy tượng phương sai nhiễu thay đổi 4.4.2 Kiểm định tượng đa cộng tuyến: Đối với mơ hình hồi quy đa biến, ngồi kiểm định phần dư cần phải kiểm tra tượng đa cộng tuyến biến độc lập Mặc dù hệ số tương quan biến độc lập thấp cho thấy có khả xảy tượng đa cộng tuyến cần kiểm định để kết luận điều Vì số trường hợp đặc biệt ta có đa cộng tuyến cao biến độc lập hệ số tương quan biến có 38 thể thấp Để kiểm định tượng đa cộng tuyến, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy phụ biến độc lập với thu kết quả: Bảng 4.9: Kết hồi quy phụ biến độc lập R-squared F-statistic P ( F > F-statistic) Rm_Rf SMB 0.0089 2.1075 0.1479 Rm_Rf HML 0.0063 1.4876 0.2238 Rm_Rf HVARL 0.0033 0.7836 0.3770 SMB HML 0.0763 19.3330 0.0000 SMB HVARL 0.0473 11.6105 0.0008 HML HVARL 0.1531 42.2964 0.0000 Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn tác giả Qua bảng 4.9 ta thấy kết hồi quy cặp biến có cặp biến SMB HML, SMB HVARL, HML HVARL có P (F>F-statistic) 0.50) Như tồn mối quan hệ dương HVARL TSSL cổ phiếu Kết có khác với kết nghiên cứu Bali-Cakici (2003) chỗ hệ số nhân tố HVARL nghiên cứu Bali-Cakici thấp hệ số nhân tố quy mơ SMB có 10/25 danh mục có hệ số dương cịn lại 15/25 danh mục có hệ số âm Bên cạnh thấy nhân tố HVARL có mức độ ảnh hưởng cao lên danh mục có VaR cao (HVAR) danh mục, ảnh hưởng lên danh mục có VaR thấp (LVAR) thấp Tuy khơng giải thích mạnh nhân tố thị trường nhân tố HVARL, nhân tố SMB HML góp phần giải thích thay đổi TSSL danh mục cổ phiếu, ảnh hưởng nhân tố HML tốt nhân tố SMB Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ hệ số nhân tố SMB nhân tố HML với quy mô tỷ số BE/ME danh mục Cụ thể, nhân tố SMB ảnh hưởng mạnh đến TSSL danh mục có quy mơ nhỏ ảnh hưởng đến TSSL danh mục có quy mơ lớn, nhân tố HML ảnh hưởng mạnh đến TSSL danh mục có BE/ME lớn giảm mức độ ảnh hưởng TSSL danh mục có BE/ME nhỏ Kết phù hợp với kết nghiên cứu Fama-French (1993) cho mơ hình nhân tố Bali-Cakici (2003) kiểm định mơ hình nhân tố 42 Kết nghiên cứu danh mục TSSL hai nhóm danh mục: danh mục có khả vốn tối đa tương lai cao (HVAR) danh mục có qui mơ nhỏ - BE/ME cao (S/H) bị ảnh hưởng mạnh nhân tố mơ hình 5.2 Hạn chế đề tài nghiên cứu: Hạn chế khách quan: Thị trường chứng khoán Việt Nam thị trường nên tính ổn định thị trường chưa cao, bên cạnh thiếu minh bạch báo cáo tài cơng bố thơng tin rào cản cho việc tiếp cận với nguồn liệu phản ánh tình trạng thực công ty niêm yết TTCK Cũng mơ hình dự báo khác, mơ hình phát huy tác dụng cách tốt điều kiện thông tin cân xứng thị trường hiệu Mơ hình áp dụng vào TTCK VN bị hạn chế số nguyên nhân như:  Danh mục TTCK VN chưa đa dạng hóa tốt số lượng cổ phiếu niêm yết cịn ít, công ty niêm yết không đại hết cho tất ngành  Luận văn tập trung nghiên cứu thị trường chứng khốn Hồ Chí Minh chưa nghiên cứu hết toàn thị trường Dữ liệu dùng để nghiên cứu hạn chế: số lượng công ty mẫu có 78 cơng ty số lượng công ty niêm yết sản HOSE 300 công ty khoảng thời gian nghiên cứu từ 7/2007 đến tháng 12/2011 Chính mẫu nhỏ chuỗi thời gian quan sát ngắn, kết thu chưa thể đại diện cho toàn thị trường phản ánh ảnh hưởng nhân tố lên TSSL cổ phiếu  Hiệu hoạt động TTCK VN kém, mức độ tiếp cận thơng tin nhà đầu tư cịn hạn chế nên việc đầu cơ, thao túng thị trường, làm giá … dễ xảy 43  Phần lớn nhà đầu tư thị trường nhà đầu tư cá nhân đầu tư theo chiến lược ngắn hạn Trong ngắn hạn giá cổ phiếu phản ánh hết rủi ro doanh nghiệp Bên cạnh đó, tâm lí đám đơng đầu tư theo phong trào nhà đầu tư thị trường làm ảnh hưởng đến việc đo lường rủi ro doanh nghiệp Hạn chế chủ quan: Hạn chế chủ quan xuất phát từ thân người xây dựng mơ hình Do cơng cụ tính tốn cịn thiếu thị trường Việt Nam thiếu sở liệu chung cho toàn thị trường nên đa số liệu nghiên cứu xử lý thủ cơng Q trình xử lý liệu người tiến hành nên xảy sai sót Việc tính tốn dự đốn giá trị Value-at-Risk có nhiều phương pháp Để phù hợp với khả cơng cụ có hạn, phương pháp phân tích phương sai – hiệp phương sai tác giả chọn lựa đơn giản cho kết nhiều sai số 5.3 Đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo: Mở rộng nghiên cứu luận văn sang nghiên cứu tồn thị trường thay tập trung vào thị trường chứng khốn Hồ Chí Minh, tăng số lượng công ty thời gian khảo sát Trong tương lai với khoảng thời gian dài chuỗi liệu đầy đủ hơn, nghiên cứu thêm nhân tố khác để mơ hình đạt phù hợp cao nhân tố sở hữu nhà nước, tính khoản, đà tăng trưởng, yếu tố vĩ mô, tâm lý nhà đầu tư… 44 Tài liệu tham khảo: Tiếng Việt: Nguyễn Thị Ngọc Trang (2007), “Quản trị rủi ro tài chính”, Nhà xuất Thống Kê Phạm Trí Cao – Vũ Minh Châu (2009), “Kinh tế lượng ứng dụng”, Nhà xuất Thống Kê Phan Thị Bích Nguyệt (2006), “Đầu tư tài – Quản lí danh mục đầu tư”, Nhà xuất Thống Kê Trần Ngọc Thơ (2005), “Tài doanh nghiệp đại”, Nhà xuất Thống Kê Trần Hải Lý (2010), “Nghiên cứu rủi ro Tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam”, Luận Án Tiến Sĩ – Trường ĐH Kinh tế TpHCM Vương Đức Hồng Qn Hồ Thị Huệ (2008), “Mơ hình FamaFrench: Một nghiên cứu thực nghiệm thị trường chứng khoán Việt Nam”, www.sbv.gov.vn/wps/wcm/ /tapchi_2008_12_11_004139 Tiếng Anh: Banz, Rolf W., (1981), "The Relationship Between Return and Market Value of Common Stocks", Journal of Financial Economics (1981): 318 Basu, Sanjoy, (1983), "The Relationship between Earnings Yield, Market Value and Return for NYSE Common Stocks: Further Evidence", Journal of Financial Economics 12 (1983): 129-156 45 Bhandari, Laxmi Chand (1988), "Debt/Equity Ratio and Expected Common Stock Returns: Empirical Evidence", Journal of Finance 43 (1988): 507-528 Dar-Hsin Chen , Chun-Da Chen , Chih-Chun Chen (2009), “VaR and the Cross-Section of Expected Stock Returns: An Emerging Market Evidence”, National Taipei University, Taiwan Elhaj Mabrouk Walid, Elhaj Mohamed Ahlem (2007), “New evidence on the Applicability of Fama and French three-factor model to the Japanese stock market”, School of Economics, Osaka University, Japan Fama, Eugene F., and Kenneth R French (1992), “The Cross-Section of Expected Stock Returns”, Journal of Finance 47 Fama, Eugene F., and Kenneth R French (1993), “Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds”, Journal of Financial Economics 33 Gregory Connor, Sanjay Sehgal (2001), “Test of Fama and French Model in India” Hadrian Djajadikerta, Gilbert Nartea (2005), “The Size and Book-tomarket effects and the Fama French three factor model in small market: Preliminary findings from New Zealand”, School of Accouting, Finance and Economics Edith Cowan University 10 Ilham Reza Ferdian, Mohammad Azmi Omar, Miranti Kartika Dewi (2011), “ Firm size, Book to market Equity, and Security Returns: Evidence from the Indonesian Shariah Stocks”, Journal of Islamic Economics, Banking and Finance, Vol No.1 11 Michael A.O’Brien (2007), “Fama and French Factors in Australia”, UQ Business School - The University of Queensland 12 Nima Billou (2004), “Tests of the CAPM and Fama French three factor Model” 46 13 Nopbhanon Homsud, Jatuphon Wasunsakul, Sirina Phuangnark, Jitwatthana Joongpong (2009), “A Study of Fama and French Three Factors Model and Capital Asset Pricing Model in the Stock Exchange of Thailand ”, International Research Journal of Finance and Economics Issue 25 14 Rosenberg, Barr, Kenneth Reid, and Ronald Lanstein, "Persuasive Evidence of Market Inefficiency," Journal of Portfolio Management 11 (1985): 9-17 15 Souad Ajili (2005), “Size and book to market Effects: Further evidence from the French case” 16 Turan G Bali and Nusret Cakici (2004), “Value at Risk and Expected Stock Returns”, Financial Analysts Journal, Vol 60, No (Mar - Apr., 2004), pp 57-73 Website: http://hnx.vn/ http://www.imf.org http://www.sbv.gov.vn http://saga.vn ... độc lập mơ hình gồm nhân tố: nhân tố thị trường, nhân tố quy mô (SMB), nhân tố giá trị sổ sách giá trị thị trường (HML) nhân tố VaR (HVARL) Nhân tố thị trường: Nhân tố thị trường xác định TSSL... hình ba nhân tố Fama – French, mơ hình bốn nhân tố Bali – Cakici chứng thực nghiệm mơ hình giới VN 4  Kiểm định thực nghiệm mơ hình bốn nhân tố gồm ba nhân tố mơ hình Fama- French nhân tố VaR TTCK... thấy mơ hình nhân tố Fama French mở rộng mơ hình định giá tài sản vốn - CAPM, bao gồm nhân tố nghiên cứu Fama French (1992) kết hợp với nhân tố thị trường Mơ hình khác với CAPM nhân tố bổ sung