Kiểm định tác động của moment bậc cao đến suất sinh lời cổ phiếu các công ty niêm yết tại việt nam

NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DOÃN MẪN KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA MOMENT BẬC CAO ĐẾN SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016 NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DOÃN MẪN KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA MOMENT BẬC CAO ĐẾN SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng Mã số: 60 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: TS LÊ HỒ AN CHÂU TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016 i TĨM TẮT Luận văn nghiên cứu vai trị nhân tố moment bậc cao giải thích biến động lợi nhuận cổ phiếu Sử dụng phương pháp ước lượng system GMM cho liệu bảng không cân bao gồm công ty niêm yết thu thập Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM giai đoạn 2006-2015, nghiên cứu cho thấy hai nhân tố moment bậc cao đóng vai trị quan trọng phân tích biến động lợi nhuận cổ phiếu bên cạnh nhân tố rủi ro thị trường, đó, nhân tố skewness có tương quan dương đến suất sinh lời cổ phiếu cịn nhân tố kurtosis có tương quan ngược lại Nghiên cứu cho thấy, mơ hình moment CAPM có khả giải thích tốt mơ hình CAPM truyền thống Đặc biệt, điểm nhấn đề tài phân tích mức độ chiều hướng tác động moment điều kiện thị trường lên thị trường xuống, đồng thời xem xét khả giải thích nhân tố moment bậc cao nhóm ngành đến lợi nhuận cổ phiếu Kết nghiên cứu cho thấy điều kiện thị trường xuống, nhà đầu tư không nên mạo hiểm, việc gia tăng rủi ro chưa gia tăng lợi nhuận danh mục Nghiên cứu tìm ngành có mức độ ảnh hưởng mạnh phân tích tác động yếu tố moment bậc cao đến tỷ suất lợi nhuận cổ phiếu ngành nguyên vật liệu, công nghiệp, hàng tiêu dùng ngành tài Tóm lại, kết nghiên cứu phù hợp với số nghiên cứu thực nghiệm giới, chứng thực nghiệm cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam, hai nhân tố moment bậc cao có ảnh hưởng đến biến động tỷ suất lợi nhuận cổ phiếu Nghiên cứu với nghiên cứu khác Việt Nam giới phương pháp cách thức thực để định giá tài sản vốn có giá trị sử dụng cho nhà đầu tư, cơng ty chứng khốn, quỹ đầu tư nhà hoạch định thị trường thời gian tới ii LỜI CAM ĐOAN Tôi tên: NGUYỄN DOÃN MẪN Sinh ngày 07 tháng 01 năm 1992, tại: Khánh Hịa Hiện cơng tác tại: Phịng Kế hoạch Tài Chính – Hội Sở Ngân hàng TMCP Nam Á Là học viên Cao học khoá 16 trường Đại Học Ngân Hàng TP HCM Mã số học viên: 020116140125 Cam đoan luận văn: KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA MOMENT BẬC CAO ĐẾN SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành Tài Chính – Ngân Hàng, Mã số: 62 34 02 01 Người hướng dẫn khoa học: TS LÊ HỒ AN CHÂU Tơi cam đoan: Luận văn chưa trình nộp để lấy học vị thạc sĩ trường đại học Luận văn công trình nghiên cứu riêng tác giả, kết nghiên cứu trung thực, khơng có nội dung công bố trước nội dung người khác thực ngoại trừ trích dẫn dẫn nguồn đầy đủ luận văn Tôi chịu trách nhiệm hoàn toàn lời cam đoan TP HCM, ngày tháng 10 năm 2016 Học viên NGUYỄN DOÃN MẪN iii LỜI CẢM ƠN Trước tiên xin gửi lời cám ơn sâu sắc đến cô Lê Hồ An Châu – người thầy mang cảm hứng cho lựa chọn chủ đề nghiên cứu, định hướng nhiệt tình hướng dẫn tơi suốt q trình luận văn hồn thiện Tơi xin cám ơn quý thầy/cô trường Đại Học Ngân Hàng Tp.HCM truyền đạt kiến thức tảng quý báu giúp nắm bắt tổng hợp kiến thức Cuối lời cám ơn dành cho gia đình, Anh/Chị/Em đồng nghiệp bạn bè tạo điều kiện động viên giai đoạn thực luận văn Đặc biệt, cám ơn hai em Huỳnh Cảng Siêu Nguyễn Tùng Thanh Quí hỗ trợ thu thập liệu nghiên cứu cho luận văn Một lần nữa, xin chân thành cám ơn! TP HCM, ngày tháng 10 năm 2016 NGUYỄN DỖN MẪN iv MỤC LỤC TĨM TẮT i LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CẢM ƠN iii MỤC LỤC iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG vii DANH MỤC HÌNH viii CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU .1 1.1 Bối cảnh nghiên cứu lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu .3 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Đóng góp đề tài 1.6 Kết cấu đề tài CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VỀ TÁC ĐỘNG CỦA YẾU TỐ MOMENT BẬC CAO ĐẾN LỢI NHUẬN CỔ PHIẾU 2.1 Lý thuyết thị trường vốn mơ hình CAPM 2.1.1 Lý thuyết danh mục đầu tư Markowitz 2.1.2 Lý thuyết thị trường vốn mơ hình CAPM 2.2 Các yếu tố moment bậc cao định giá tài sản 11 2.2.1 Hiểu skewness kurtosis .11 2.2.1.1 Yếu tố skewness 11 2.2.1.2 Yếu tố kurtosis 12 v 2.2.2 Đo lường skewness kurtosis 13 2.3 Bằng chứng thực nghiệm tác động yếu tố moment bậc cao đến lợi nhuận cổ phiếu 14 2.4 Giả thuyết nghiên cứu 20 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 21 3.1 Dữ liệu nghiên cứu .21 3.2 Mơ hình nghiên cứu .22 3.4 Phương pháp ước lượng 26 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 32 4.1 Thực trạng thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2006 - 2015 32 4.2 Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng nhân tố moment đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu 35 4.2.1 Mô tả mẫu nghiên cứu 35 4.2.2 Sự tác động moment đến suất sinh lời cổ phiếu 38 4.2.3 Tác động yếu tố thị trường đến khả giải thích moment 43 4.2.4 Tác động yếu tố ngành đến khả giải thích moment bậc cao 44 4.3 Các thảo luận kết nghiên cứu .46 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 50 5.1 Kết luận 50 5.2 Hàm ý sách 52 5.3 Hạn chế đề tài 54 5.4 Hướng nghiên cứu 55 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC vi DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Từ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt 2SLS Stage Least Square Ước lượng giai đoạn tối thiểu AMEX American Stock Exchange Sàn giao dịch chứng khoán AMEX (Mỹ) CAPM Capital Asset Pricing Model Mơ hình định giá tài sản vốn FE Fixed Effect Tác động cố định FEM Fixed Effect Model Mơ hình tác động cố định GICS Global Industry Classification Standard Chuẩn phân ngành quốc tế Phương pháp bình phương nhỏ tổng GLS Generalized Least Squares GMM Generalized Method of Moments Phương pháp moment tổng quát HOSE MLE Sở giao dịch chứng khoán Tp.HCM Maximum Likelihood Estimator National Association of NASDAQ quát Securities Dealers Automated Quotations Ước lượng hợp lý cực đại Sàn giao dịch chứng khoán NASDAQ (Mỹ) NYSE The New York Stock Exchange Sở giao dịch chứng khốn New York OLS Ordinary Least Squares Phương pháp bình phương nhỏ Pooled OLS Pooleded Ordinary Least Squares Phương pháp hồi quy liệu gộp RE Random Effect Tác động ngẫu nhiên REM Random Effect Model Mơ hình tác động ngẫu nhiên Tp.HCM Thành Phố Hồ Chí Minh VN-Index Chỉ số giá thị trường trên HOSE vii DANH MỤC BẢNG Bảng Tên Bảng Trang Bảng 3.1 Thống kế số lượng cổ phiếu mẫu từ 2006 – 2015 21 Bảng 3.2 Bảng thống kê ngành số lượng cổ phiếu năm 2015 25 Bảng 4.1 Bảng thống kê tài khoản nhà đầu tư thị trường năm 2015 34 Bảng 4.2 Thống kê mô tả biến 35 Bảng 4.3 Thống kê lợi nhuận cổ phiếu giai đoạn 36 Bảng 4.4 Thống kê lợi nhuận ngành 37 Bảng 4.5 Lựa chọn mơ hình CAPM moment CAPM 38 Bảng 4.6 Kết hồi quy phương pháp Pooed OLS, FE, RE 39 Bảng 4.7 Kiểm định lựa chọn mơ hình 39 Bảng 4.8 Kiểm định sau ước lược phương pháp Pooled OLS 40 Bảng 4.9 Kiểm định tượng nội sinh 41 Bảng 4.10 Kết hồi quy mơ hình phương pháp System GMM 41 Bảng 4.11 Kiểm định mở rộng phương pháp System GMM 42 Bảng 4.12 Kết hồi quy mô hình 43 Bảng 4.13 Kết hồi quy mơ hình 45 viii DANH MỤC HÌNH Bảng Tên Bảng Trang Hình 2.1 Đường biên hiệu Hình 2.2 Đường thị trường vốn CML Hình 2.3 Đường thị trường chứng khốn SML Hình 2.4 Chứng khốn định giá thấp cao 10 Hình 2.5 Hình dạng phân phối yếu tố skewness 11 Hình 2.6 Hình dạng phân phối yếu tố kurtosis 12 Hình 4.1 Biến động số VN-Index giai đoạn 2006 - 2015 32 PHỤ LỤC Phụ lục 1: Mơ hình CAPM regress rif beta Source | SS df MS -+ -Model | 5.79086798 5.79086798 Residual | 667.552162 1741 383430306 -+ -Total | 673.34303 1742 38653446 Number of obs F( 1, 1741) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1743 15.10 0.0001 0.0086 0.0080 61922 -rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -beta | -.1357275 0349252 -3.89 0.000 -.2042273 -.0672277 _cons | 039701 0302 1.31 0.189 -.0195311 098933 Phụ lục 2: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu Phụ lục 2A: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu – Ước lượng phương pháp Pooled OLS regress rif beta skew kurt Source | SS df MS -+ -Model | 16.2819044 5.42730148 Residual | 657.061126 1739 377838485 -+ -Total | 673.34303 1742 38653446 Number of obs F( 3, 1739) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1743 14.36 0.0000 0.0242 0.0225 61469 -rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -beta | 1469268 0893847 1.64 0.100 -.028386 3222396 skew | 0364655 0082991 4.39 0.000 0201882 0527427 kurt | -.3638619 0956348 -3.80 0.000 -.5514332 -.1762906 _cons | 0677806 0317317 2.14 0.033 0055444 1300169 Phụ lục 2B: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu – Ước lượng phương pháp Fixed Effect xtreg rif beta skew kurt,fe Fixed-effects (within) regression Group variable: name Number of obs Number of groups = = 1743 259 R-sq: within = 0.0263 between = 0.0003 overall = 0.0199 Obs per group: = avg = max = 6.7 10 corr(u_i, Xb) = -0.1062 F(3,1481) Prob > F = = 13.32 0.0000 -rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -beta | 3824192 1098041 3.48 0.001 1670311 5978072 skew | 043901 0091314 4.81 0.000 0259892 0618127 kurt | -.5490376 1111574 -4.94 0.000 -.7670802 -.330995 _cons | 0251554 044858 0.56 0.575 -.0628367 1131474 -+ -sigma_u | 19866062 sigma_e | 63872728 rho | 08820438 (fraction of variance due to u_i) -F test that all u_i=0: F(258, 1481) = 0.50 Prob > F = 1.0000 Phụ lục 2C: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu – Ước lượng phương pháp Random Effect xtreg rif beta skew kurt,re Random-effects GLS regression Group variable: name Number of obs Number of groups = = 1743 259 R-sq: within = 0.0231 between = 0.0496 overall = 0.0242 Obs per group: = avg = max = 6.7 10 corr(u_i, X) Wald chi2(3) Prob > chi2 = (assumed) = = 43.09 0.0000 -rif | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -beta | 1469268 0893847 1.64 0.100 -.028264 3221176 skew | 0364655 0082991 4.39 0.000 0201996 0527314 kurt | -.3638619 0956348 -3.80 0.000 -.5513027 -.1764212 _cons | 0677806 0317317 2.14 0.033 0055877 1299735 -+ -sigma_u | sigma_e | 63872728 rho | (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 2D: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu – Ước lượng phương pháp sai số chuẩn mạnh regress rif beta skew kurt,robust Linear regression Number of obs F( 3, 1739) Prob > F R-squared Root MSE = 1743 = 15.59 = 0.0000 = 0.0242 = 61469 -| Robust rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -beta | 1469268 0707407 2.08 0.038 008181 2856726 skew | 0364655 008377 4.35 0.000 0200354 0528956 kurt | -.3638619 0768626 -4.73 0.000 -.5146148 -.2131091 _cons | 0677806 0241033 2.81 0.005 020506 1150552 Phụ lục 2E: Kiểm định Phương sai thay đổi estat hettest Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of ri chi2(1) = 46.62 Prob > chi2 = 0.0000 Phụ lục 2F: Kiểm định tự tương quan xtserial beta skew kurt Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 258) = 18.148 Prob > F = 0.0000 Phụ lục 2G: Kiểm định đa cộng tuyến Variable | VIF 1/VIF -+ -kurt | 6.89 0.145041 beta | 6.65 0.150443 skew | 1.11 0.902954 -+ -Mean VIF | 4.88 Phụ lục 2H: Kiểm định Breusch – Pagan Larganian multiplier (LM) Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects rif[name,t] = Xb + u[name] + e[name,t] Estimated results: | Var sd = sqrt(Var) -+ rif | 3865345 621719 e | 4079725 6387273 u | 0 Test: Var(u) = chibar2(01) = Prob > chibar2 = 0.00 1.0000 Phụ lục 3: Kiểm định vấn đề nội sinh Phụ lục 3A: Hồi quy mơ hình với biến phụ thuộc biến trễ biến độc lập nhân tố rủi ro regress l.rif beta skew kurt Source | SS df MS -+ -Model | 21.1904016 7.06346721 Residual | 591.923526 1480 399948328 -+ -Total | 613.113927 1483 413428137 Number of obs F( 3, 1480) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 1484 17.66 0.0000 0.0346 0.0326 63241 -L.rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -beta | -.5605792 0946446 -5.92 0.000 -.746231 -.3749274 skew | -.0423544 0100902 -4.20 0.000 -.0621469 -.0225619 kurt | 5010291 10161 4.93 0.000 3017141 700344 _cons | 0057418 0341319 0.17 0.866 -.0612103 0726939 Phụ lục 3B: Lấy phần dư mô hình hồi quy predict phandu, residuals (1106 missing values generated) Phụ lục 3C: Hồi quy mơ hình gốc bổ sung thêm phần dư xtreg rif beta skew kurt phandu, robus Random-effects GLS regression Group variable: name Number of obs Number of groups = = 1484 259 R-sq: within = 0.0672 between = 0.0007 overall = 0.0489 Obs per group: = avg = max = 5.7 corr(u_i, X) Wald chi2(4) Prob > chi2 = (assumed) = = 76.00 0.0000 -rif | Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] -+ -beta | 2001365 084746 2.36 0.018 0340374 3662356 skew | 0339152 0090349 3.75 0.000 0162072 0516232 kurt | -.3938505 0909829 -4.33 0.000 -.5721737 -.2155272 phandu | -.1438942 0232752 -6.18 0.000 -.1895126 -.0982757 _cons | 0861178 0305622 2.82 0.005 026217 1460185 -+ -sigma_u | sigma_e | 57931103 rho | (fraction of variance due to u_i) Phụ lục 3D: Kiểm định ý nghĩa thống kê phần dư test phandu ( 1) phandu = chi2( 1) = Prob > chi2 = 38.22 0.0000 Phụ lục 4: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu – Ước lượng phương pháp System GMM xtabond2 rif l(1 2).rif beta skew l(0/1).kurt, gmm( l.rif l.beta l.skew kurt) iv( l.rm l.rif ) two robust small Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: name Number of obs = 1225 Time variable : year Number of groups = 259 Number of instruments = 182 Obs per group: = F(6, 258) = 36.69 avg = 4.73 Prob > F = 0.000 max = -| Corrected rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -rif | L1 | -.2190819 0380661 -5.76 0.000 -.2940418 -.144122 L2 | -.1888986 0257407 -7.34 0.000 -.2395872 -.1382101 | beta | 3022157 1338767 2.26 0.025 0385856 5658458 skew | 1176011 0227353 5.17 0.000 0728307 1623714 | kurt | | -.451759 1325121 -3.41 0.001 -.712702 -.190816 L1 | -.3678015 0461697 -7.97 0.000 -.4587189 -.2768841 | _cons | 2791332 044481 6.28 0.000 1915412 3667253 -Instruments for first differences equation Standard D.(L.rm L.rif) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(L.rif L.beta L.skew kurt) Instruments for levels equation Standard L.rm L.rif _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.rif L.beta L.skew kurt) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -4.38 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.60 Pr > z = 0.110 -Sargan test of overid restrictions: chi2(175) = 806.63 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(175) = 185.48 Prob > chi2 = 0.279 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(143) = 167.42 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(32) = 18.06 Prob > iv(L.rm L.rif) Hansen test excluding group: chi2(173) = 184.40 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(2) = 1.08 Prob > chi2 = 0.080 chi2 = 0.977 chi2 = 0.263 chi2 = 0.582 Phụ lục 5: Kiểm định tác động nhân tố rủi ro tới lợi nhuận cổ phiếu có bổ sung nhân tố thị trường – Ước lượng phương pháp System GMM xtabond2 rif l(1 2)rif duxbeta dkxbeta duxskew dkxskew l.duxkurt dkxkurt, gmm(l.rif dkxbeta l.duxskew dkxkurt) iv(l.rmf l.ri l.rif) two small robust Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: name Number of obs = 1225 Time variable : year Number of groups = 259 Number of instruments = 177 Obs per group: = F(8, 258) = 127.22 avg = 4.73 Prob > F = 0.000 max = -| Corrected rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -rif | L1 | -.1708058 0331351 -5.15 0.000 -.2360555 -.1055562 L2 | -.1406947 0185418 -7.59 0.000 -.1772071 -.1041822 | duxbeta | 159852 0479014 3.34 0.001 0655245 2541796 dkxbeta | 1572733 1531041 1.03 0.305 -.1442196 4587662 duxskew | 0547653 0205782 2.66 0.008 0142428 0952878 dkxskew | 1270486 0286873 4.43 0.000 0705576 1835396 | duxkurt | L1 | 1145628 0381007 3.01 0.003 0395348 1895907 | dkxkurt | -.8843399 1595269 -5.54 0.000 -1.19848 -.5701994 _cons | 0449659 0312913 1.44 0.152 -.0166531 1065848 -Instruments for first differences equation Standard D.(L.rmf L.ri L.rif) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(1/9).(L.rif dkxbeta L.duxskew dkxkurt) Instruments for levels equation Standard L.rmf L.ri L.rif _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) D.(L.rif dkxbeta L.duxskew dkxkurt) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.94 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -0.98 Pr > z = 0.325 -Sargan test of overid restrictions: chi2(168) = 650.67 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(168) = 177.35 Prob > chi2 = 0.296 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(136) = 156.67 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(32) = 20.67 Prob > iv(L.rmf L.ri L.rif) Hansen test excluding group: chi2(165) = 177.07 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 0.28 Prob > chi2 = 0.108 chi2 = 0.939 chi2 = 0.247 chi2 = 0.964 Phụ lục 6: Kiểm định tác động nhân tố moment bậc cao nhóm ngành đến suất sinh lời cổ phiếu – Ước lượng phương pháp System GMM xtabond2 rif l(1 2).rif beta skew kurt skew10 skew15 skew20 skew25 skew30 l.skew35 skew40 skew45 kurt10 kurt15 kurt20 kurt25 l.kurt30 l.kurt35 kurt40 l.kurt45, gmm(l.rif beta l.skew l.kurt l.skew25 l.kurt10 l.kurt15 l.kurt45, lag (0 2)) iv( rm l.kurt20 l.rmf) two small Favoring space over speed To switch, type or click on mata: mata set matafavor speed, perm Warning: Two-step estimated covariance matrix of moments is singular Using a generalized inverse to calculate optimal weighting matrix for two-step estimation Difference-in-Sargan/Hansen statistics may be negative Dynamic panel-data estimation, two-step system GMM -Group variable: name Number of obs = 1225 Time variable : year Number of groups = 259 Number of instruments = 220 Obs per group: = F(21, 258) = 1275.85 avg = 4.73 Prob > F = 0.000 max = -rif | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -rif | L1 | -.2782503 0084512 -32.92 0.000 -.2948923 -.2616082 L2 | -.2267447 0059689 -37.99 0.000 -.2384986 -.2149908 | beta | 1671803 035196 4.75 0.000 0978723 2364883 skew | -.0646512 0298505 -2.17 0.031 -.1234328 -.0058695 kurt | 1639802 0668706 2.45 0.015 0322985 2956618 skew10 | 0659757 0416168 1.59 0.114 -.0159761 1479275 skew15 | 1122436 0300193 3.74 0.000 0531295 1713576 skew20 | 0643449 0323836 1.99 0.048 0005752 1281147 skew25 | 1152959 029359 3.93 0.000 057482 1731097 skew30 | 1913842 0398944 4.80 0.000 1128242 2699442 | skew35 | L1 | 0046145 0155131 0.30 0.766 -.025934 0351629 | skew40 | 2939513 0350933 8.38 0.000 2248455 363057 skew45 | -.0860025 0612321 -1.40 0.161 -.2065808 0345758 kurt10 | -.5158077 1365657 -3.78 0.000 -.7847331 -.2468823 kurt15 | -.8001761 0645506 -12.40 0.000 -.9272893 -.6730629 kurt20 | -.6893296 0704809 -9.78 0.000 -.8281207 -.5505386 kurt25 | -.5800397 0635874 -9.12 0.000 -.7052561 -.4548233 | kurt30 | L1 | -1.524474 0857829 -17.77 0.000 -1.693398 -1.35555 | kurt35 | L1 | 4700655 3346863 1.40 0.161 -.1889991 1.12913 | kurt40 | -.5535841 1187313 -4.66 0.000 -.78739 -.3197782 | kurt45 | L1 | -.284124 1911639 -1.49 0.138 -.6605643 0923163 | _cons | 2048293 0141623 14.46 0.000 1769408 2327177 -Warning: Uncorrected two-step standard errors are unreliable Instruments for first differences equation Standard D.(rm L.kurt20 L.rmf) GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) L(0/2).(L.rif beta L.skew L.kurt L.skew25 L.kurt10 L.kurt15 L.kurt45) Instruments for levels equation Standard rm L.kurt20 L.rmf _cons GMM-type (missing=0, separate instruments for each period unless collapsed) DL.(L.rif beta L.skew L.kurt L.skew25 L.kurt10 L.kurt15 L.kurt45) -Arellano-Bond test for AR(1) in first differences: z = -5.74 Pr > z = 0.000 Arellano-Bond test for AR(2) in first differences: z = -1.02 Pr > z = 0.309 -Sargan test of overid restrictions: chi2(198) = 805.09 Prob > chi2 = 0.000 (Not robust, but not weakened by many instruments.) Hansen test of overid restrictions: chi2(198) = 198.22 Prob > chi2 = 0.482 (Robust, but weakened by many instruments.) Difference-in-Hansen tests of exogeneity of instrument subsets: GMM instruments for levels Hansen test excluding group: chi2(137) = 170.64 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(61) = 27.58 Prob > iv(rm L.kurt20 L.rmf) Hansen test excluding group: chi2(195) = 194.11 Prob > Difference (null H = exogenous): chi2(3) = 4.11 Prob > chi2 = 0.027 chi2 = 1.000 chi2 = 0.505 chi2 = 0.250 Phụ lục 7: Thống kê chi tiết hệ số skewness sum skew, detail Sk Percentiles Smallest 1% -3.11818 -13.38382 5% -.94678 -11.73005 10% -.38471 -7.66983 Obs 1743 25% 28612 -6.41939 Sum of Wgt 1743 50% 75% 90% 95% 99% 99915 1.64699 2.44247 3.1577 9.42745 Largest 13.46558 13.9741 15.79492 17.90124 Mean Std Dev 1.089198 1.867521 Variance Skewness Kurtosis 3.487634 2.072111 22.8514 ... tài với mong muốn hỗ trợ thêm công tác định giá cổ phiếu, đề tài: “KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA MOMENT BẬC CAO ĐẾN SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM? ?? lựa chọn làm luận văn thạc... NƯỚC VIỆT NAM BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN DOÃN MẪN KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA MOMENT BẬC CAO ĐẾN SUẤT SINH LỜI CỔ PHIẾU CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT TẠI VIỆT NAM. .. sau: Các yếu tố moment bậc cao skewness kurtosis có tác động đến suất sinh lời cổ phiếu công ty niêm yết Việt Nam không? Mức độ chiều hướng tác động nào? Giữa mơ hình CAPM truyền thống mơ hình moment