Kết quả hồi quy đối với danh mục 25 chứng khoán:
Bảng 2.24 Kết quả hồi quy 3 nhân tố với danh mục 25 chứng khoán
Dependent Variable: RP
Method: Least Squares
Date: 11/20/11 Time: 18:29
Sample: 7/13/2007 6/03/2011
Included observations: 204
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.002191 0.003126 0.700865 0.4842
RM-RF 1.22959 0.059924 20.51916 0
HML -0.455309 0.082475 -5.52055 0
R-squared 0.711368 Mean dependent var -0.00029
Adjusted R-squared 0.707039 S.D. dependent var 0.079381
S.E. of regression 0.042966 Akaike info criterion -3.43742
Sum squared resid 0.369209 Schwarz criterion -3.37236
Log likelihood 354.6167 Hannan-Quinn criter. -3.4111
F-statistic 164.3081 Durbin-Watson stat 1.476339
Prob(F-statistic) 0
Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Toàn
Phƣơng trình sau khi chạy hồi quy:
RP = Rf + 1,22959 x (Rm – Rf) + 0,402719 x SMB – 0,45531 x HML + 0,002191 Phƣơng trình trên cho thấy khi từng nhân tố thị trƣờng (Rm – Rf), nhân tố quy mô SMB hay nhân tố giá trị HML thay đổi 1% thì tỷ suất sinh lợi của danh mục 25 chứng khoán (RP) sẽ thay đổi tƣơng ứng 1,23%, 0,74% hay –0,46%. Cả 3 nhân tố đều ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi của ngành với mức giải thích khá lớn 71,14%, trong đó nhân tố thị trƣờng có mức ảnh hƣởng đáng kể nhất đến tỷ suất sinh lợi của danh mục 25 chứng khoán.
Kết quả hồi quy đối với danh mục S/H:
Bảng 2.25 Kết quả hồi quy 3 nhân tố với danh mục S/H
Dependent Variable: RSH
Method: Least Squares
Date: 11/20/11 Time: 18:34
Sample: 7/13/2007 6/03/2011
Included observations: 204
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.002653 0.003334 0.795665 0.4272 RM-RF 1.265732 0.063903 19.80705 0 SMB 0.767101 0.101848 7.531797 0 HML 0.126938 0.087952 1.443268 0.1505
R-squared 0.673132 Mean dependent var -0.00576
S.E. of regression 0.045819 Akaike info criterion -3.30884
Sum squared resid 0.419871 Schwarz criterion -3.24378
Log likelihood 341.5013 Hannan-Quinn criter. -3.28252
F-statistic 137.2892 Durbin-Watson stat 1.485188
Prob(F-statistic) 0
Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Toàn
Phƣơng trình sau khi chạy hồi quy:
RS/H = Rf + 1,265732 x (Rm – Rf) + 0,767101 x SMB + 0,126938 x HML + 0,002653 Phƣơng trình trên cho thấy khi từng nhân tố thị trƣờng(Rm – Rf), nhân tố quy mô SMB hay nhân tố giá trị HML thay đổi 1% thì tỷ suất sinh lợi của danh mục S/H (RS/H) sẽ thay đổi tƣơng ứng theo là 1,27%, 0,77% hay 0,13%. Mức độ ảnh hƣởng của nhân tố thị trƣờng và nhân tố SMB lên tỷ suất sinh lợi của danh mục S/H là rất lớn, trong khi mức độ ảnh hƣởng của nhân tố HML thấp. Các biến này giải thích 66,82% sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của danh mục S/H. Tuy nhiên, kết quả kiểm định hệ số h trong trƣờng hợp này không có ý nghĩa thống kê. Đây là một điểm chƣa hoàn thiện của mô hình ba nhân tố Fama – French khi áp dụng trên ngành Xây dựng Việt Nam.
Kết quả hồi quy đối với danh mục S/L:
Bảng 2.26 Kết quả hồi quy 3 nhân tố với danh mục S/L
Dependent Variable: RSL Method: Least Squares Date: 11/20/11 Time: 18:34 Sample: 7/13/2007 6/03/2011 Included observations: 204
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.001693 0.003174 0.533373 0.5944 RM-RF 1.196609 0.060829 19.67157 0 SMB 0.993543 0.096949 10.24806 0 HML -0.991702 0.083721 -11.84526 0
R-squared 0.763102 Mean dependent var 0.00339
Adjusted R-squared 0.759549 S.D. dependent var 0.088945
S.E. of regression 0.043615 Akaike info criterion -3.40743
Sum squared resid 0.38045 Schwarz criterion -3.34237
Log likelihood 351.5577 Hannan-Quinn criter. -3.38111
F-statistic 214.7484 Durbin-Watson stat 1.544788
Prob(F-statistic) 0
Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Toàn
Phƣơng trình sau khi chạy hồi quy:
RS/L = Rf + 1,196609 x (Rm – Rf) + 0,993543 x SMB – 0,991702 x HML + 0,001693 Phƣơng trình trên cho thấy khi từng nhân tố thị trƣờng(Rm – Rf), nhân tố quy mô SMB hay nhân tố giá trị HML thay đổi 1% thì tỷ suất sinh lợi của danh mục S/L (RS/L) sẽ thay đổi tƣơng ứng theo là 1,2%, 1% và 1% . Mức độ ảnh hƣởng của cả 3 nhân tố lên tỷ suất sinh lợi của danh mục S/L trên dƣới 1 xét về giá trị tuyệt đối. Các biến này giải thích 75,95% sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của danh mục S/H và tất cả các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê. Danh mục S/L là danh mục có mức độ biến động tỷ suất sinh lợi lớn nhất trong 4 danh mục khảo sát. Mô hình ba nhân tố Fama – French hoàn toàn đúng khi áp dụng đối với danh mục S/L.
Kết quả hồi quy đối với danh mục B/H:
Bảng 2.27 Kết quả hồi quy 3 nhân tố với danh mục B/H
Dependent Variable: RBH
Method: Least Squares
Date: 11/20/11 Time: 18:32
Sample: 7/13/2007 6/03/2011
Included observations: 204
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.001693 0.003174 0.533373 0.5944 RM-RF 1.196609 0.060829 19.67157 0 SMB -0.006457 0.096949 -0.066602 0.947 HML 0.008298 0.083721 0.099119 0.9211
Adjusted R-squared 0.665405 S.D. dependent var 0.0754
S.E. of regression 0.043615 Akaike info criterion -3.40743
Sum squared resid 0.38045 Schwarz criterion -3.34237
Log likelihood 351.5577 Hannan-Quinn criter. -3.38111
F-statistic 135.5681 Durbin-Watson stat 1.544788
Prob(F-statistic) 0
Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Toàn
Phƣơng trình sau khi chạy hồi quy:
RB/H = Rf + 1,196609 x (Rm – Rf) – 0,006457 x SMB + 0,008298 x HML + 0,001693 Phƣơng trình trên cho thấy khi từng nhân tố thị trƣờng(Rm – Rf), nhân tố quy mô SMB hay nhân tố giá trị HML thay đổi 1% thì tỷ suất sinh lợi của danh mục B/H (RB/H) sẽ thay đổi tƣơng ứng 1,2%, 0,006% và 0,008%. Mức độ ảnh hƣởng của nhân tố thị trƣờng chi phối phần lớn tỷ suất sinh lợi của danh mục B/H, mức độ ảnh hƣởng của hai nhân tố SMB và HML gần bằng 0. Các biến này giải thích 66,54% sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của danh mục B/H. Danh mục B/H có mức độ biến động tỷ suất sinh lợi do ảnh hƣởng củahai nhân tố SMB và HML nhỏ nhất trong 4 danh mục khảo sát. Tuy nhiên, hệ số hồi quy s và h trong trƣờng hợp này không có ý nghĩa thống kê. Tác giả ghi nhận điểm chƣa hoàn thiện thứ hai của mô hình ba nhân tố Fama – French khi áp dụng lên ngành Xây dựng Việt Nam.
Kết quả hồi quy đối với danh mục B/L:
Bảng 2.28 Kết quả hồi quy 3 nhân tố với danh mục B/L
Dependent Variable: RBL Method: Least Squares Date: 11/20/11 Time: 18:33 Sample: 7/13/2007 6/03/2011 Included observations: 204
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.002653 0.003334 0.795665 0.4272
RM-RF 1.265732 0.063903 19.80705 0
HML -0.873062 0.087952 -9.926573 0
R-squared 0.74897 Mean dependent var 0.004636
Adjusted R-squared 0.745204 S.D. dependent var 0.090771
S.E. of regression 0.045819 Akaike info criterion -3.30884
Sum squared resid 0.419871 Schwarz criterion -3.24378
Log likelihood 341.5013 Hannan-Quinn criter. -3.28252
F-statistic 198.9055 Durbin-Watson stat 1.485188
Prob(F-statistic) 0
Nguồn: Tính toán của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Toàn
Phƣơng trình sau khi chạy hồi quy:
RB/L = Rf + 1,265732 x (Rm – Rf) – 0,232899 x SMB – 0,873062 x HML + 0,002653 Phƣơng trình trên cho thấy khi từng nhân tố thị trƣờng(Rm – Rf), nhân tố quy mô SMB và nhân tố giá trị HML thay đổi 1% thì tỷ suất sinh lợi của danh mục B/L (RB/L) sẽ thay đổi tƣơng ứng 1,27%, –0,23% và –0,87%. Mức độ ảnh hƣởng của nhân tố thị trƣờng và nhân tố HML chi phối phần lớn tỷ suất sinh lợi của danh mục B/L (các hệ số hồi quy gần bằng 1 xét về giá trị tuyệt đối), nhân tố SMB có mức ảnh hƣởng nhỏ hơn rất nhiều. Các biến này giải thích 74,52% sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của danh mục B/L. Mô hình ba nhân tố Fama – French hoàn toàn đúng khi áp dụng đối với danh mục B/L.
Từ những kết quả tính toán và phân tích trên, tác giả rút ra một số nhận xét:
Hệ số hồi quy của nhân tố thị trƣờng
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số β là lớn nhất trong 3 hệ số, điều này cho thấy nhân tố thị trƣờng vẫn đóng vai trò chủ đạo, tác động lớn đến tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu ngành Xây dựng, trong khi nhân tố SMB và HML tác động ít hơn (tuy nhiên vẫn có ý nghĩa). Nguyên nhân khiến cho rủi ro thị trƣờng đối với ngành Xây dựng cao có thể giải thích nhƣ sau:
+ Ngành Xây dựng là một ngành cơ sở và tiên phong trong phát triển kinh tế đất nƣớc. Vì vậy khi nền kinh tế tăng trƣởng, ngành này sẽ tăng trƣởng rất mạnh và khi nên kinh tế rơi vào suy thoái, thì ngành Xây dựng sẽ là một trong những ngành chịu nhiều ảnh hƣởng nhất.
+ Hơn nữa, đặc thù kinh doanh của ngành Xây dựng là sử dụng vay nợ lớn (tỷ lệ đòn bẩy cao – ngành Xây dựng là ngành đứng thứ 3 trong số 10 ngành có tỷ lệ Nợ/VCSH cao nhất và cao hơn mức trung bình của toàn thị trƣờng).
Bảng 2.29 Nhóm 10 ngành có tỷ lệ Nợ/ VCSH cao nhất STT Ngành Tỷ lệ Nợ/ VCSH 1 Bán lẻ thực phẩm và thuốc 21,11 2 Ngân hàng 15,73 3 Xây dựng 3,73 4 Tài chính 3,25 5 Thuốc lá 2,42
6 Dụng cụ, Dịch vụ và Phân phối dầu 2,35
7 Dụng cụ điện và Điện tử 2,1
8 Đồ uống 2,07
9 Bảo hiểm phi nhân thọ 2,02
10 Kim loại công nghiệp 1,73
Trung bình toàn thị trƣờng 2,40
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ https://www.vndirect.com.vn
Một yếu tố rủi ro thị trƣờng quan trọng và điển hình nhất của thị trƣờng chứng khoán của các nƣớc đang phát triển là hành vi bầy đàn xuất phát từ khả năng phân tích hạn chế của các nhà đầu tƣ (95% nhà đầu tƣ cá nhân trong đó phần lớn là những ngƣời chƣa có nhiều trải nghiệm thị trƣờng).
Bên cạnh đó, bất cân xứng thông tin trên thị trƣờng cũng tác động mạnh đến hành vi nhà đầu tƣ. Nhiều nghiên cứu uy tín trên thế giới (điển hình là Bikhchandani và Sunil Sharma vào năm 2001) cho rằng khi nhà đầu tƣ phải đƣa ra quyết định trong môi trƣờng thông tin bất cân xứng thì khả năng họ bắt chƣớc hành động của nhà đầu tƣ khác trên thị trƣờng sẽ lớn hơn.
Rủi ro thị trƣờng vẫn chi phối rất lớn đến tỷ suất sinh lợi của ngành Xây dựng nói riêng và thị trƣờng chứng khoán Việt Nam nói chung.
Hệ số hồi quy của nhân tố SMB của hai danh mục quy mô nhỏ (0,77 và 0,99 tƣơng ứng cho danh mục S/H và S/L) cao hơn hẳn so với hệ số hồi quy nhân tố SMB của hai danh mục quy mô lớn(–0,0064 và –0,23 tƣơng ứng cho hai danh mục B/H và B/L) cho thấy nhân tố SMB tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu quy mô nhỏ nhiều hơn tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có quy mô lớn.
Hệ số s dƣơng đối với danh mục 25 chứng khoán và đổi dấu từ dƣơng (có độ lớn gần bằng 1) đối với các danh mục có vốn hóa nhỏ (S/H và S/L) sang âm (có độ lớn gần bằng 0) đối với các danh mục có vốn hóa lớn (B/L và B/H). Giá trị tuyệt đối của các hệ số hồi quy này phù hợp với mô hình Fama – French.
Nguyên nhân là vì những công ty ngành Xây dựng vốn hóa nhỏ thƣờng có hệ số vay nợ rất lớn, sử dụng đòn bẩy tài chính cao nên nếu có lợi nhuận thì lợi nhuận sẽ rất cao và ngƣợc lại, nếu thua lỗ thì cũng không nhỏ, nhƣ vậy rủi ro đối với các cổ phiếu Xây dựng vốn hóa nhỏ thƣờng rất lớn.
Bảng 2.30 Tỷ lệ Nợ/VCSH trung bình của các công ty có vốn hóa lớn và nhỏ trong ngành Xây dựng Việt Nam (thời điểm 11/11/2011)
50% số công ty có vốn hóa lớn
50% số công ty có vốn hóa nhỏ
Tỷ lệ Nợ/ VCSH trung bình 3,00 4,42
Nguồn: Tính toán của tác giả từ https://www.vndirect.com.vn
Hệ số hồi quy nhân tố HML có quan hệ rõ ràng với BE/ME
Hệ số hồi quy của nhân tố HML tăng từ các giá trị âm đối với 2 danh mục BE/ME thấp (– 0,99 và – 0,87 tƣơng ứng cho danh mục S/L và B/L) sang dƣơng đối với hai danh mục có BE/ME cao (0,13 và 0,008 tƣơng ứng cho danh mục S/H và B/H), cho thấy nhân tố HML tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có BE/ME thấp nhiều hơn danh mục có BE/ME cao.
Giá trị tuyệt đối của các hệ số hồi quy này đi ngƣợc lại với lập luận của Fama – French khi |h| cao đối với các danh mục có BE/ME thấp và |h| thấp đối với các danh mục có BE/ME cao; nghĩa là đối với ngành Xây dựng trên thị trƣờng Việt Nam, khi đầu tƣ vào những cổ phiếu có BE/ME thấp sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn khi đầu tƣ vào những cổ phiếu có BE/ME cao.
Nguyên nhân là vì tỷ lệ sở hữu Nhà nƣớc cao trong phần lớn các công ty Xây dựng, số lƣợng cổ phiếu lƣu hành thấp khiến cho việc giữ giá cổ phiếu trở nên dễ dàng hơn, việc làm giá và che dấu thông tin doanh nghiệp theo đó cũng trở nên dễ dàng hơn, tỷ suất sinh lợi sẽ cao hơn. Đồng thời, rủi ro khi đầu tƣ các các cổ phiếu này thƣờng cao hơn các công ty có tỷ lệ sở hữu Nhà nƣớc thấp. Những cổ phiếu này thƣờng đƣợc ƣa thích bởi các nhà đầu tƣ có thông tin nội bộ hoặc những nhà đầu cơ lũng đoạn giá cổ phiếu. Đó là một điểm chƣa hoàn thiện của thị trƣờng chứng khoán Việt Nam về minh bạch thông tin.
Bảng 2.31 Tỷ lệ sở hữu Nhà nƣớc tại những Công ty Xây dựng quy mô lớn
Vốn hóa thời điểm
11/11/2011 (tỷ đồng) 2008 2009 2010 VCG 4.700 66,69% 70,26% 51,05% IJC 2.440,33 79% 79% 75% PVX 2.100 87,87% 51,21% 41,2% MCG 425,57 5,39% 5,39% 51% PVA 419,65 51%
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ https://www.vndirect.com.vn
Tổng giá trị vốn hóa của 5 công ty trên vào thời điểm 11/11/2011 theo thống kê của công ty cổ phần Chứng khoán VNDirect là 10.085,55 tỷ đồng, chiếm 58,22% tổng mức vốn hóa của toàn ngành Xây dựng, rõ ràng đây là những công ty đóng vai trò dẫn dắt ngành rất lớn. Tuy nhiên, tỷ lệ sở hữu của Nhà nƣớc mặc dù nhìn chung có giảm qua các năm nhƣng hiện vẫn còn rất cao (đa phần trên 51%).
Kết luận chƣơng 2
Trong chƣơng 2 tác giả đã tiến hành phân tích các yếu tố rủi ro và tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu ngành Xây dựng, thực hiện kiểm định và phân tích hồi quy lần lƣợt các biến thị trƣờng, quy mô, giá trị để đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng của từng nhân tố riêng lẻ cũng nhƣ tổ hợp các nhân tố lên tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu trong ngành Xây dựng. Giai đoạn khảo sát (2007 – 2011) là thời kỳ TTCK sụt giảm
mạnh nên kết quả tính toán phần bù rủi ro các nhân tố bị âm (ngƣợc với mô hình Fama – French. Kết quả nghiên cứu có thể tóm lƣợc nhƣ sau:
- Ngành Xây dựng là ngành có số công ty niêm yết lớn nhất trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, là một trong 5 ngành có vốn hóa lớn nhất. Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu doanh nghiệp ngành Xây dựng nhìn một cách tổng thể cao hơn so với tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trƣờng (với đại diện là VN-Index) và đi kèm với đó rủi ro cũng cao hơn rất nhiều.
- Quy mô trung bình cũng nhƣ BE/ME trung bình của các danh mục trong ngành Xây dựng (S/H, S/L, B/H, B/L) biến động sát với biến động của thị trƣờng