5. Bố cục đề tài
2.3. TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG GIÁ CÁC CỔ PHIẾU NGÀNH BĐS VÀ
CHỈ SỐ VNINDEX
Hình 2.8. Biến động giá các cổ phiếu ngành BĐS (xem phụ lục)
Dựa vào đồ thị biến động giá của các cổ phiếu ngành BĐS trong 5 năm gần đây với số liệu đƣợc lấy theo giá đóng cửa cuối ngày giao dịch, ta có thể thấy đƣợc xu hƣớng chung của cổ phiếu ngành rất rõ rệt. Hầu hết các mã đều đạt đỉnh vào đầu năm 2010, do trong giai đoạn này các doanh nghiệp ngành BĐS có lợi nhuận khả quan, và thậm chí còn đƣợc kỳ vọng là một trong những ngành trụ cột cho thị trƣờng chứng khoán năm 2010. Đa số các cổ phiếu ngành BĐS có xu hƣớng biến động khá tƣơng đồng với VN-Index.
Trong giai đoạn 2011-2013, thị trƣờng BĐS đóng băng và chƣa có tín hiệu giải thoát có hiệu quả trong chủ trƣơng của Chính phủ cũng nhƣ nền kinh
tế chƣa phục hồi mạnh mẽ khiến cho các doanh nghiệp BĐS chƣa tạo đƣợc sự bức phá. Các nhà đầu tƣ dài hạn phân vân trong quyết định bán ra khi e dè giá cổ phiếu đang ở đáy, các nhà đầu tƣ lƣớt sóng lại trở nên e dè khi lựa chọn các cổ phiếu BĐS khi giá các cổ phiếu này chƣa thể tạo ra những đợt biến động giá trong ngắn hạn. Trong các mã cổ phiếu trên, thì VIC là cổ phiếu duy nhất có sự khác biệt khi dao động giá đạt đỉnh trong thời gian dài. Điều này có thể nhận định do VIC là một tập đoàn BĐS lớn và quy mô, có dự án và sản phẩm của tập đoàn này có tính khả thi cao và tiềm năng lợi nhuận lớn, do đó, thu hút đƣợc các nhà đầu tƣ trong và ngoài nƣớc bất chấp sự ảm đạm nói chung của thị trƣờng BĐS trong những năm này.
Tuy nhiên, trong 4 tháng đầu năm 2014, nhóm cổ phiếu BĐS đã tăng 27% so với đầu năm trong đó một số mã tăng giá rất mạnh nhƣ NBB tăng hơn 60%, DIG (tăng hơn 40%), KBC, TDH, BCI (tăng hơn 30%), NTL (tăng hơn 27%), DXG, ITA (tăng hơn 20%)…Các cổ phiếu ngành BĐS tăng giá do kết quả kinh doanh năm 2014 của hầu hết nhóm cổ phiếu BĐS đều tăng so với năm 2013 cộng với dòng tiền lớn đổ vào thị trƣờng đã khiến nhóm cổ phiếu này nhận đƣợc sự quan tâm lớn của nhà đầu tƣ. Đến cuối năm 2014, chỉ số ngành BĐS đã có đợt tăng giá cao hơn thị trƣờng với mức tăng trung bình là 30.8% so với đầu năm, trong khi VN-Index và HNX-Index tăng lần lƣợt là 18,3% và 24,5%.
Nhƣ vậy, phân tích thực trạng ngành BĐS trong môi trƣờng kinh tế vĩ mô Việt Nam trong thời gian vừa qua, ta có thể đƣa ra nhận định mang tính định tính về mối quan hệ tác động của các nhân tố vĩ mô đến giá cổ phiếu ngành BĐS. Qua đó, có thể thấy sự tác động mạnh mẽ của lạm phát và thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đến cổ phiếu ngành BĐS. Đây cũng là cơ sở để lựa chọn các biến phù hợp để đƣa vào mô hình.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Chƣơng 2 tập trung vào trình bày thực trạng tình hình kinh tế, ngành BĐS Việt Nam và biến động giá của các cổ phiếu BĐS đƣợc niêm yết tại HSX trong giai đoạn 2010-2014. Qua đó rút ra những kết luận mang tính định tính về mối quan hệ rủi ro của các cổ phiếu ngành này và môi trƣờng kinh tế vĩ mô trong giai đoạn 2010-2014. Đây sẽ là cơ sở để lựa chọn các biến thích hợp để đƣa vào mô hình nghiên cứu trong chƣơng 3 và cũng là căn cứ để lý giải, phân tích cho kết quả mô hình trong chƣơng 4.
CHƢƠNG 3
THIẾT KẾ NGHIÊN CỨU
3.1. MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 3.1.1. Thiết lập mô hình
Đối với APT lợi nhuận kỳ vọng E(Ri) của một chứng khoán i đƣợc xem là một hàm số của nhiều yếu tố thể hiện rủi ro hệ thống và phi hệ thống. Sự phát triển mô hình đa nhân tố cùng hình thành với sự phát triển của lý thuyết APT. Mô hình đa nhân tố đƣợc phát triển và đƣợc mô tả nhƣ sau:
Yi = (3.1) Với Yi: tỷ suất lợi tức của chứng khoán i Fj : j = ( ̅̅̅̅̅) nhân tố vĩ mô
: hệ số nhạy cảm của chứng khoán i đối với nhân tố vĩ mô thứ j, hệ số beta đƣợc xác định thông qua hồi quy đa biến.
: sai số của chứng khoán i
3.1.2. Xác định các biến đƣa vào mô hình
Dựa trên cơ sở lý thuyết cũng nhƣ những nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây về các nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro hệ thống và tình hình nền kinh tế Việt Nam nói chung và ngành BĐS nói riêng đã đƣợc trình bày ở chƣơng 2, biến phụ thuộc và các biến độc lập đƣợc đƣa vào nghiên cứu bao gồm:
a. Biến phụ thuộc
Trong nghiên cứu này, biến phụ thuộc sẽ là tỷ suất lợi tức của các cổ phiếu ngành BĐS. Để dữ liệu đảm bảo tính thống nhất về mặt thời gian thu thập và cũng nhƣ chuỗi số liệu đủ dài qua các thời kỳ biến động nền kinh tế, các doanh nghiệp ngành BĐS có cổ phiếu niêm yết trên HSX đƣợc lựa chọn sẽ là những doanh nghiệp thỏa mãn tiêu chí ở mục 2.1.1 và đã niêm yết tối thiểu là 5 năm (trƣớc tháng 1 năm 2010). Vậy, có 19 doanh nghiệp đƣợc lựa
chọn. Cách lựa chọn này tránh việc mặc định TSSL của các cổ phiếu có thời gian niêm yết sau tháng 1/2010 cho đến thời điểm chúng đƣợc niêm yết có giá trị bằng 0, làm sai chệch tác động của các nhân tố vĩ mô cũng nhƣ việc phân tích và đánh giá kết quả nghiên cứu không còn chính xác và đáng tin cậy.
Bảng 3.1. 19 doanh nghiệp BĐS được lựa chọn nghiên cứu
STT Mã Tên công ty Ngày niêm yết
1 BCI CTCP Đầu tƣ xây dựng Bình Chánh 16/03/2009 2 D2D CTCP Phát triển Đô thị Công nghiệp Số 2 14/08/2009
3 DIG CTCP Đầu tƣ Phát triển Xây dựng 19/08/2009
4 DXG CTCP Dịch vụ và Xây dựng địa ốc Đất Xanh 22/12/2009
5 HAG CTCP Hoàng Anh Gia Lai 22/12/2008
6 HDC CTCPPhát triển nhà Bà Rịa-Vũng Tàu 08/10/2007 7 ITA CTCPĐầu tƣ – Công nghiệp Tân Tạo 15/11/2006
8 ITC CTCP Đầu tƣ và Kinh doanh nhà 19/10/2009
9 KBC Tổng công ty Phát triển Đô thị Kinh Bắc 18/12/2007
10 LCG CTCPLICOGI 16 18/11/2008
11 LGL CTCP Đầu tƣ và Phát triển Đô thị Long Giang 08/10/2009
12 NBB CTCPđầu tƣ Năm Bảy Bảy 18/02/2009
13 NTL CTCPPhát triển đô thị Từ Liêm 21/12/2007
14 SC5 CTCP Xây dựng số 5 18/10/2007
15 SZL CTCPSonadezi Long Thành 09/09/2008
16 TDH CTCPPhát triển nhà Thủ Đức 14/12/2006 17 UIC CTCP Đầu tƣ phát triển Nhà và Đô thị IDICO 12/11/2007
18 VIC Tập Đoàn VinGroup 19/09/2007
19 VNI CTCP Đầu tƣ BĐS Việt Nam 09/09/2009
b. Biến độc lập
Dựa trên cơ sở lý thuyết cũng nhƣ những nghiên cứu thực nghiệm đi trƣớc về các nhân tố ảnh hƣởng đến rủi ro hệ thống của thị trƣờng chứng khoán các nƣớc trên thế giới và kết hợp với thực trạng biến động kinh tế trong
nƣớc những năm gần đây giai đoạn 2010-2014, đề tài nghiên cứu của tác giả lựa chọn sử dụng 6 nhân tố đó là:
- Chỉ số thị trƣờng chứng khoán Việt Nam-VNINDEX
Trạng thái của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đƣợc thể hiện qua sự thay đổi của VN-Index theo từng ngày. Đây đƣợc xem nhƣ là sự tổng hợp của sự biến động giá của các mã chứng khoán đƣợc niêm yết tại HOSE. Đây chính là yếu tố luôn đƣợc các nhà nghiên cứu về chứng khoán Việt Nam quan tâm và là một trong những nhân tố vĩ mô chủ chốt của nền kinh tế. Tất nhiên, sự biến động của VN-Index chỉ mang xu hƣớng chủ đạo chứ không áp đặt lên tất cả các cổ phiếu, tùy vào tình hình chung của nền kinh tế mà vẫn có một số cổ phiếu biến động giá đi ngƣợc lại với VN-Index. Các nghiên cứu nổi bật về thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đã nêu trong chƣơng 1 đều đề cập đến VN- Index nhƣ là một cơ sở chính để phân tích biến động của các cổ phiếu thuộc các ngành khác nhau nói riêng và toàn bộ thị trƣờng nói chung.
Do vậy, giả thiết đặt ra là đó là tỷ suất lợi tức của cổ phiếu ngành BĐS tỷ lệ thuận với sự biến động của VN-Index.
- Chỉ số giá tiêu dùng CPI
McMillan (2001) sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (vector error correction model-VECM) của Johansen (1991, 1995) trong nghiên cứu của mình và kết quả nghiên cứu cho thấy tƣơng quan nghịch giữa chỉ số thị trƣờng chứng khoán Mỹ S&P 500 và Chỉ số Dow Jones với các biến lạm phát. Anokye M. Adam & Geogre Tweneboath (2008) dựa trên lý thuyết APT đo lƣờng tác động rủi ro hệ thống lên giá chứng khoán ở Ghana với 5 biến vĩ mô: đầu tƣ nƣớc ngoài, lãi suất, chỉ số giá tiêu dùng, giá dầu thô, và tỷ giá hối đoái và cũng đƣa ra kết luận tƣơng tự về nhân tố lạm phát với rủi ro hệ thống. Giả thiết đƣợc đặt ra là tỷ suất lợi tức của cổ phiếu ngành BĐS tỷ lệ nghịch với sự biến động của nhân tố CPI.
- Chỉ số giá vàng
Trong những năm gần đây, mối quan hệ giữa sự thay đổi giá vàng và giá cổ phiếu đã trở thành chủ đề đƣợc các nhà nghiên cứu về tài chính đặc biệt quan tâm. Đã có một vài nghiên cứu liên quan đến vấn đề này đƣợc công bố. Cụ thể là, Smith (2001) sử dụng kiểm định Granger để nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá vàng và giá cổ phiếu trên thị trƣờng chứng khoán Mỹ. Kết quả của nghiên cứu này cho thấy rằng, giá vàng và giá cổ phiếu có sự tác động qua lại lẫn nhau. Tƣơng tự, Mishra và Rahman (2005) chỉ ra rằng giá vàng trên thị trƣờng London và giá cổ phiếu trên hai thị trƣờng chứng khoán Bombay và Newyork có mối quan hệ qua lại lẫn nhau. Tuy nhiên, trong một nghiên cứu đƣợc công bố gần đây, Sangeeta (2007) đã tìm thấy các bằng chứng để đi đến kết luận rằng, không có sự tác động qua lại giữa giá vàng và giá cổ phiếu ở Ấn Độ. Nhƣ vậy, kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá vàng và giá cổ phiếu chƣa thật sự thống nhất với nhau. Ở Việt Nam, PGS.TS Nguyễn Minh Kiều (2012) đã đƣa ra kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá vàng và chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều.
Giả thiết đƣợc đặt ra là chỉ số giá vàng và chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều.
- Tỷ giá hối đoái
Một số nghiên cứu thực nghiệm của Joseph (2002), Vygodina (2006), Rahman và Uddin (2009) xem xét mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trong giai đoạn từ 2003 đến 2008 trên ba nƣớc trong khu vực Nam Á nhƣ Bangladesh, India và Pakistan thì không đồng thuận quan điểm này. Kết quả kiểm định của các tác giả cho biết không có mối liên hệ trong ngắn hạn cũng nhƣ trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu.
Alagidede và cộng sự (2011) sử dụng kiểm định đồng liên kết nghiên cứu mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái với giá cổ phiếu trên thị trƣờng Australia,
Canada, Japan, Switzerland và United Kingdom trong giai đoạn tháng 1 năm 1992 tới tháng 12 năm 2005 với kết luận không có mối liên hệ nào giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trong dài hạn. Ở Việt Nam, nghiên cứu của PGS. TS Nguyễn Minh Kiều (2012) cho rằng tỷ giá hối đoái và chỉ số giá thị trƣờng chứng khoán không có mối quan hệ trong dài hạn. Tuy nhiên, nghiên cứu của PGS. TS Phan Thị Bích Nguyệt và ThS. Phan Dƣơng Phƣơng Thảo cho thấy nhân tố này có mối quan hệ ngƣợc chiều với chỉ số thị trƣờng chứng khoán.
Vậy, giả thiết đƣợc đặt ra là nhân tố tỷ giá hối đoái và chỉ số giá các cổ phiếu BĐS có mối quan hệ ngƣợc chiều.
- Lãi suất ngân hàng
Wong và cộng sự (2005) nghiên cứu mối liên hệ giữa các chỉ tiêu vĩ mô với các chỉ tiêu chứng khoán trên thị trƣờng Singapore và Mỹ trong giai đoạn tháng 1 năm 1982 đến tháng 12 năm 2002 bằng kiểm định đồng liên kết đã tìm thấy sự tác động của lãi suất ngân hàng và cung tiền đến giá chứng khoán trên thị trƣờng Singapore, nhƣng không tìm thấy kết luận tƣơng tự trên thị trƣờng Mỹ. Harasty và Roulet (2000) kết luận lãi suất, giá cổ phiếu và cổ tức có mối liên hệ với nhau trongdài hạn, tuy nhiên vấn đề tƣơng tự không tìm đƣợc ở thị trƣờng Italia. Tại Việt Nam, nghiên cứu của PGS. TS Phan Thị Bích Nguyệt và ThS. Phan Dƣơng Phƣơng Thảo đã đƣợc tóm lƣợc trong chƣơng 1, đã cho thấy nhân tố này có mối quan hệ ngƣợc chiều với chỉ số thị trƣờng chứng khoán.
Giả thiết đƣợc đặt ra là lãi suất ngân hàng có mối quan hệ ngƣợc chiều với chỉ số giá cổ phiếu BĐS.
- Cung tiền
Đây là một trong những nhân tố vĩ mô đƣợc nhiều nhà nghiên cứu đƣa vào mô hình kinh tế nhất, và điều này đƣợc thể hiện rõ qua cở sở thực nghiệm và đo lƣờng rủi ro hệ thống đã đƣợc nêu ra ở chƣơng I. Kwon và Shin (1999)
đƣa ra kết luận cung tiền tác động cùng chiều vào chỉ số giá cổ phiếu TTCK Hàn Quốc tuy sức tác động không lớn. Billura Bayramova & Saida Ojagverdiyeva (2010) đƣa ra kết quả nghiên cứu cung tiền không thể dùng để giải thích sự thay đổi giá của TTCK Kazakhstan. Humpe & Macmillan (2007) lại chỉ ra TTCK Nhật Bản có mối quan hệ âm với cung tiền. Tại Việt Nam, qua nghiên cứu của PGS.TS Nguyễn Minh Kiều (2012), cung tiền có mối quan hệ cùng chiều với chỉ số giá chứng khoán.
Nhƣ vậy, giả thiết đƣợc đặt ra là cung tiền có tác động cùng chiều đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu ngành BĐS.
3.2. CÁC PHƢƠNG PHÁP ƢỚC LƢỢNG MÔ HÌNH
Với phƣơng trình cơ bản của APT và các giả thiết về có thể coi APT nhƣ mô hình hồi quy với biến độc lập là các nhân tố vĩ mô, biến phụ thuộc là TSLT của chứng khoán i.
3.2.1. Phƣơng pháp ƣớc lƣợng thích hợp cực đại (Full Information Maximum Likelihood - FIML) Maximum Likelihood - FIML)
Phƣơng pháp này dựa trên giả định cơ bản: biến phụ thuộc tuân theo quy luật phân phối chuẩn, độc lập, đồng nhất theo thời gian. Nhƣ vậy, để vận dụng đƣợc phƣơng pháp này thì TSLT của các chứng khoán phải tuân thủ theo các điều kiện trên.
- Kiểm định tính hiệu lực của mô hình
Hệ quả trong mô hình APT là tất cả các phần tử vector đều bằng 0. Để kiểm định tính hiệu lực của mô hình APT ta tiến hành kiểm định giả thiết
bằng kiểm định Wald cho mô hình hồi quy:
Ri = (3.2)
Trong đó tuân thủ quy luật phân phối chuẩn, độc lập và đồng nhất với kỳ vọng toán bằng 0, phƣơng sai và độc lập với .
H0: (mô hình có hiệu lực)
H1: (mô hình không có hiệu lực)
Bác bỏ giả thiết H0 nếu giá trị ƣớc lƣợng của hoặc . Để xác định chúng ta sử dụng thống kê ̂( ̂ ̂) , giá trị này tính giá trị sai số ƣớc lƣợng FIML của so với 0 tuân thủ theo quy luật phân phối Student với T-2 bậc tự do. Nếu giá trị tuyệt đối của thì bác bỏ giả thiết H0 với mức ý nghĩa 5%.
-Kiểm định tuân thủ quy luật phân phối chuẩn của chuỗi TSLT
Kiểm định Jarque-Bera sẽ đƣợc sử dụng để kiểm định chuỗi TSLT của mô hình APT có phân phối chuẩn hay không với cặp giả thiết:
H0: Chuỗi TSLT tuân theo quy luật phân phối chuẩn
H1: Chuỗi TSLT không tuân theo quy luật phân phối chuẩn Công thức: JB = n[ ( ) ] S = n 3 i i=1 3 ε (ε -ε) nSE 4 i 4 ε (ε -ε) K = nSE Trong đó:
- S là độ nghiêng của phân phối, Skewness - K là độ nhọn của phân phối
- n là số quan sát
Tiêu chuẩn kiểm định Jarque-Bera tuân thủ luật phân phối Chi bình phƣơng, nếu Prob (xác suất sai lầm khi bác bỏ giả thiết H0 nhỏ hơn 0.05 thì có thể kết luận chuỗi TSLT của mô hình không tuân thủ quy luật phân phối