Bất Ổn Lãi Suất Và Tỷ Giá Hối Đoái Tác Động Đến Tỷ Suất Sinh Lời Cổ Phiếu Ngân Hàng Tại Việt Nam

CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Hua Zhao (2010) phân tích thực nghiệm mối quan hệ đồng liên kết giữa đồng Nhân dân tệ với tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán bằng mô hình tự hồi quy VAR và mô hình phương sai thay đổi tự hồi quy đa biến có điều kiện GARCH cho thấy không có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa tỷ giá và giá cổ phiếu do chính phủ Trung Quốc thực hiện chế độ quản lý tỷ giá hối đoái thả nổi dựa trên cung cầu thị trường trong thời gian dài. (2004), đã tìm hiểu sự nhạy cảm đối với rủi ro lãi suất và tỷ giá của cổ phiếu ngân hàng tại Malaysia trong thời gian khủng hoảng tài chính gần đây bằng cách sử dụng mô hình GARCH - M, cho thấy trước và trong khi cuộc khủng hoảng tài chính diễn ra, giá cổ phiếu ngân hàng không mấy chịu ảnh hưởng bởi những rủi ro này, mặc dù các nguy cơ rủi ro cho các ngân hàng tại Malaysia tăng lên sau khi các chính sách kiểm soát vốn và hợp nhất các ngân hàng được triển khai thực hiện.

DỮ LIỆU

Mức giá cổ phiếu đã điều chỉnh cổ tức để có cái nhìn so sánh tốt hơn chốt đóng cửa phiên giao dịch hàng ngày, tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái được tổng hợp từ ngày 01 tháng 11 năm 2011 và kết thúc vào ngày 30 tháng 06 năm 2014 với 660 quan sát cho mỗi biến.

PHƯƠNG PHÁP

Trong tình huống này, bài nghiên cứu phải thực hiện xem xét đến trường hợp phương sai có điều kiện, tức là phương sai trong thời điểm này sẽ phụ thuộc vào các thời điểm trễ trước đó, gọi chung là hiện tượng tự tương quan của phương sai. Engle năm 1982 đã phát triển mô hình hóa đồng thời giá trị trung bình và phương sai của chuỗi dữ liệu khi có sự nghi ngờ rằng giá trị phương sai thay đổi theo thời gian. Trong đó, các biến như đã được giải thích ở bước 1, phương trình (2) bao gồm biến động trung bình dài hạn, những tin tức về những bất ổn từ giai đọan trước được xác định qua các tham số của mô hình ARCH.

Bước 4: Sử dụng phương trình ước lượng độ biến động để nghiên cứu chiều hướng tác động của biến động lãi suất và biến động tỷ giá lên độ biến động của tỷ suất sinh lợi các ngân hàng. Dev, Observations, MRK, INT, và FX ấn chỉ giá trị trung bình, giá trị lớn nhất, nhỏ nhất, độ lệch chuẩn, số quan sát cho tỷ suất sinh lợi thị trường, tỷ suất sinh lợi của lãi suất và tỷ giá hối đoái tương ứng.

KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM

Kiểm định ADF (Augumented Dickey – Fuller Test) lấy độ trễ tối đa là 8, sử dụng tiêu chuẩn SchwarzInfoCriterion (SIC) để chọn độ trễ tối ưu. Thực hiện chạy mô hình ước lượng OLS và ước lượng tỷ suất lợi nhuận với mô hình ARCH cho từng cổ phiếu ngân hàng. Tiếp tục thực hiện chạy kiểm tra bằng ARCH phương trình OLS thu được ở trên để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi.

Sau khi lần lượt chạy kiểm tra hiệu ứng ARCH, tôi chọn ra độ trễ ARCH tối ưu trong hồi quy OLS đối với dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng CTG là bậc 2. Do đó, đối với dữ liệu ngân hàng CTG, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy mô hình ARCH(2) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện.

0.00000 INT 0.00248 0.97320

Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng CTG sẽ tăng biến động tương ứng là 0.38551%. Điều này cho thấy chưa thể kết luận về biến động của tỷ suất sinh lợi tỷ giá hối đoái tác động đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng công thương Việt Nam. Kết quả kiểm tra theo Bảng 5.4 tín hiệu ARCH từ hai mô hình cho thấy cả hai mô hình hồi quy đều đã hết bị ảnh hưởng bởi tác động ARCH tại mức ý nghĩa 10%.

Kết quả kiểm tra tính dừng của phần dư sau khi hồi quy cho thấy các phần dư này đều dừng với mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000). Kết quả này cho thấy các mô hình hồi quy vừa xây dựng nên cho mã CTG đều đáng tin cậy.

0.00000 INT 0.08157 0.33460

0.00000 INT 0.00880 0.89660

—Phần dư tại thời điểm trễ trước đó là ��−1 có tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value lần lượt là 0.0001), cho thấy biến động phương sai tỷ suất sinh lợi của VCB cũng chịu ảnh hưởng từ các số liệu trong quá khứ. Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB sẽ biến động cùng chiều tương ứng là 0.19074%. Điều này cho thấy chưa thể kết luận về biến động của tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái tác động đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng VCB.

Kết quả kiểm tra theo Bảng 5.7 tín hiệu ARCH từ hai mô hình hồi quy xây dựng cho VCB đều đã hết bị ảnh hưởng bởi tác động ARCH tại mức ý nghĩa 10%. Kết quả kiểm tra tính dừng của phần dư sau khi hồi quy mô hình đều cho thấy các phần dư này đều dừng với mức ý nghĩa thống kê cao p – value đều là 0.0000.

0.00000 INT 0.21175 0.04640

0.00000 INT 0.12760 0.10330

Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã STB. Điều này cho thấy khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái biến động tăng. Qua kiểm tra hiệu ứng ARCH và chạy kiểm định, rừ ràng với bằng chứng hiệu ứng ARCH đã không còn và mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000), các mô hình hồi quy xây dựng cho STB đều đáng tin cậy.

0.00000 INT 0.20334 0.00910

Hồi quy mô hình ARCH(2) đối với biến động của tỷ suất sinh lợi chứng khoán ngân hàng EIB.

0.00000 INT 0.27504 0.00000

Ước lượng độ biến động của biến động của lãi suất và tỷ giá lên độ biến động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB. Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB sẽ tăng mức biến động là 0.076%. Điều này cho thấy chưa thể kết luận về biến động của tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái tác động đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB.

Các mô hình xây dựng cho EIB đều đáng tin cậy khi việc kiểm tra hiệu ứng ARCH và kiểm định tính dừng phần dư đều cho kết quả tốt và có ý nghĩa cao như chi tiết bên trên.

0.00000 INT 0.01850 0.81360

—Phần dư tại thời điểm trễ trước đó là ��−1 có tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value lần lượt là 0.0000), cho thấy biến động phương sai cũng chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ. Mô hình hồi quy OLS xây dựng cho ACB chịu ảnh hưởng ARCH có độ trễ ARCH tối ưu là bậc 2, tức là phương sai trong thời điểm hiện tại đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ bị ảnh hưởng bởi những biến động từ 2 ngày trước đó. Điều này cho thấy biến động của lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường sẽ tác động cùng chiều đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB 16.884%, hay nói cách khác, khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ tăng 0.16884% mức biến động.

Điều này cho thấy biến động biến động tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái sẽ tác động ngược chiều đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB, cụ thể, khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái biến động tăng 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ giảm 0.86697% biến động. Không còn hiệu ứng ARCH và kết quả kiểm tra tính dừng của phần dư sau khi hồi quy mô hình đều cho thấy các phần dư này đều dừng với mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000).

0.00000 INT 0.15323 0.33830

Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán VN-Index tăng (giảm) 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB sẽ tăng (giảm) 0.1.43199%. Điều này cho thấy chưa thể đưa ra kết luận về ảnh hưởng của tỷ suất sinh lợi lãi suất phi rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB. —Phần dư tại thời điểm trễ trước đó là ��−1 có tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value lần lượt là 0.0040), cho thấy biến động phương sai cũng chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ.

Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng SHB sẽ tăng biến động tương ứng là 0.42376%. Hết hiệu ứng ARCH và kết quả kiểm tra tính dừng của phần dư sau khi hồi quy mô hình đều cho thấy các phần dư này đều dừng với mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000).

0.18460 INT -0.05742 0.77840

0.09160 INT 0.04765 0.76980