Nghiên cứu đề xuất - Luận văn thạc sĩ Quy mô, giá- 123docz.net

Bằng việc sử dụng phương pháp hồi quy OLS, phương pháp này bản thân nó đã tồn tại rất nhiều giả định như phương sai sai số thay đổi, tự tương quan,… Mặc dù trong bài đã tìm cách sửa và hạn chế ảnh hưởng của hiện tượng phương sai sai số thay đổi nhưng trên nền tảng này, một đề xuất về hướng nghiên cứu tiếp theo là áp dụng các phương pháp hồi quy mới như GMM,.. nhằm hạn chế những giả định những hạn chế của phương pháp OLS

Trong thời gian gần đây và đ ặc biệt là xu hướng các nước trên thế giới, các tác giả đã đưa thêm nhiều nhân tố giải thích khác ngoài 4 nhân tố trình bày trong luận văn này vào để giải thích TSSL của cổ phiếu như tính thanh khoản, tâm lý đầu tư, các yếu tố vĩ mô,… Đó cũng là một hướng nghiên cứu cho những đề tài tiếp theo.

Các nghiên cứu tiếp theo nên nghiên cứu trên toàn bộ thị trường chứng khoán Việt Nam và có thể chia làm nhiều giai đoạn để phân tích sâu hơn như hiệu ứng tháng giêng, giai đoạn thị trường lên, thị trường xuống,… để có những cách nhìn đa dạng hơn.

Trên đây là một số nghiên cứu đề xuất, hy vọng các nghiên cứu tiếp sẽ mở rộng các vấn đề trên nhằm đưa ra một kết quả phản ánh bao quát hơn, đa dạng hơn về thị trường chứng khoán Việt Nam.

Với những kết quả nghiên cứu trên, tác giả hy vọng các tổ chức và cá nhân đầu tư, các công ty định giá tài sản tìm ra được mô hình định giá phù hợp, tính toán được chi phí vốn hợp lý. Bên cạnh đó còn giúp các nhà đ ầu tư có thể đưa ra chiến lược đầu tư hợp lý nhằm tối đa hóa lợi ích tài sản cho mình.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

Bùi Anh Hoàng, 2013. Kiểm định mô hình đầu tư tài chính Fama-French và Carhart trên thị trường chứng khoán. Luận văn Thạc sĩ. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Cao Xuân Quyết, 2013. Nghiên cứu các nhân tố tác động lên tỷ suất sinh lợi cổ

phiếu bằng mô hình Carhart. Luận văn Thạc sĩ. Trường Đại học Kinh tế Thành phố

Hồ Chí Minh.

Nguyễn Thị Bích Thủy, 2012. Kiểm định mô hình ba nhân tố Fama-French trên sàn

HOSE. Luận văn Thạc sĩ. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Nguyễn Trọng Hoài, Phùng Thanh Bình và Nguyễn Khánh Duy, 2009. Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính. Nhà xuất bản thống kê.

Phan Thị Bích Nguyệt, 2006. Đầu tư tài chính. Nhà xuất bản Thống kê.

Thục Đoan và Hào Thi, 2003. Nhập môn kinh tế lượng với các ứng dụng. Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, niên khóa 2003-2004.

Vũ Việt Quảng, 2013. Kinh tế lượng trong tài chính. Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Danh mục tài liệu tiếng Anh

Artmann S, Finter P and Theissen E, 2012. The cross-section of German Stock Returns: New Data and new envidence. Schmalenbach Business Review, Vol.64,

January 2012, pp.20-43.

Aksu M.H, Onder T, 2003. The size and the book –to-market effects and their role

as risk proxies. EFMA 2000 Athens;Koc University, Graduate School of Business,

Working Paper No. 2000-04

Brailsford T, Gaun C, O‟Brien M.A, 2012. Size and book-to-market factors in Australia. Australian journal of management.

Cakici N, Fabozzi F, Tan S., 2013. Size, value, and momentum in emerging market stock returns.Emerging Markets Review 16, pp. 46-65.

Diether K., 2001. GRS Review. University of Chicago Graduate School of Business. Fama E.F, French K.R., 2012. Size, value, and momentum in international stock returns. Journal of Financial Economics 105, pp. 457-472.

Fama E.F, French K.R., 1992. Common risk factors in the returns on stocks and bonds. Journal of Financial Economics 33, pp. 3-56.

Fama E.F, Macbeth J.D, 1973. Risk, Return, and Equilibrium. The Journal of

Political Economy, Vol 81, No.3., pp. 607-636.

Jegadeesh Marasimhan, 1990. Evidence of Predictable Behavior of Security Returns. The Journal of Finance, Volume 45, pp. 881-898

Jegadeesh N, Titman S, 1993. Returns to buying Winners and Selling Losers: Implication for Stock Market Efficiency. Journal of Finace, Volume 48, pp. 65-91 Jensen M.C, 1968. The Performance of Mutual Funds in the period 1945 -1964. The Journal of Finance, Vol 2, pp.389-416.

Lam K.S.K, Li F.K, 2009. On the Validity of the Augmented Fama-French Four-

Factor Model. University of Macau.

Lam K, 2001. The conditional relation between beta and returns in the Hong Kong stock market. Applied Financial Economics, Vol.11, pp. 669-680.

Pettengill N, Sundaram S, Mathur I, 1995. The conditional relation between beta and returns. The Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol.30, pp. 101- 116.

Các website

http://www.hnx.vn/ Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (thu thập dữ liệu thị trường HSX).

http://www.elibrary-data.imf.org/ Quỹ tiền tệ quốc tế IMF (Thu thập dữ liệu trái phiếu chính phủ kì hạn 5 năm).

http://vietstock.vn Thu thập dữ liệu giá của các công ty trong mẫu.

http://mba.stuck.dartmouth.edu/pages/faculty/ken.french/data_library.html Thu thập

PHỤ LỤC

1.Kiểm định tính dừng

- Biến RmRf

Null Hypothesis: RMRF has a unit root Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXL AG=16)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -15.36298 0.0000

Test critical values: 1% level -3.448570

5% level -2.869465

10% level -2.571060

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RMRF)

Method: Least Squares Date: 11/09/14 Time: 10:37 Sample (adjusted): 2 356

Included observations: 355 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

RMRF(-1) -0.791983 0.051551 -15.36298 0.0000

C -0.016842 0.002574 -6.542829 0.0000

R-squared 0.400701 Mean dependent var -0.000301

Adjusted R-squared 0.399003 S.D. dependent var 0.056827

S.E. of regression 0.044054 Akaike info criterion -3.401173

Sum squared resid 0.685094 Schwarz criterion -3.379358

Log likelihood 605.7082 Hannan-Quinn criter. -3.392494

F-statistic 236.0211 Durbin-Watson stat 2.041853

Prob(F-statistic) 0.000000

- BIẾN SMB

Null Hypothesis: SMB has a unit root Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXL AG=16)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -15.77816 0.0000

Test critical values: 1% level -3.448570

5% level -2.869465

10% level -2.571060

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(SMB)

Method: Least Squares Date: 11/08/14 Time: 16:12 Sample (adjusted): 2 356

Included observations: 355 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

SMB(-1) -0.822978 0.052159 -15.77816 0.0000

C -0.001260 0.000842 -1.496679 0.1354

R-squared 0.413573 Mean dependent var 7.27E-05

Adjusted R-squared 0.411912 S.D. dependent var 0.020581

S.E. of regression 0.015783 Akaike info criterion -5.454155

Sum squared resid 0.087933 Schwarz criterion -5.432340

Log likelihood 970.1125 Hannan-Quinn criter. -5.445476

F-statistic 248.9504 Durbin-Watson stat 1.991619

Prob(F-statistic) 0.000000

- BIẾN HML

Null Hypothesis: HML has a unit root Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXL AG=16)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -15.35103 0.0000

Test critical values: 1% level -3.448570

5% level -2.869465

10% level -2.571060

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(HML)

Method: Least Squares Date: 11/08/14 Time: 16:13 Sample (adjusted): 2 356

Included observations: 355 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

HML(-1) -0.797602 0.051958 -15.35103 0.0000

C 0.002939 0.000901 3.262167 0.0012

R-squared 0.400327 Mean dependent var 7.69E-05

Adjusted R-squared 0.398628 S.D. dependent var 0.021416

S.E. of regression 0.016608 Akaike info criterion -5.352273

Sum squared resid 0.097364 Schwarz criterion -5.330458

Log likelihood 952.0285 Hannan-Quinn criter. -5.343595

F-statistic 235.6540 Durbin-Watson stat 2.029710

- BIẾN WML

Null Hypothesis: WML has a unit root Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXL AG=16)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -13.89857 0.0000

Test critical values: 1% level -3.448570

5% level -2.869465

10% level -2.571060

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(WML)

Method: Least Squares Date: 11/08/14 Time: 16:14 Sample (adjusted): 2 356

Included observations: 355 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

WML(-1) -0.707437 0.050900 -13.89857 0.0000

C 0.009811 0.001220 8.042162 0.0000

R-squared 0.353681 Mean dependent var -1.35E-05

Adjusted R-squared 0.351850 S.D. dependent var 0.023269

S.E. of regression 0.018733 Akaike info criterion -5.111390

Sum squared resid 0.123883 Schwarz criterion -5.089575

Log likelihood 909.2717 Hannan-Quinn criter. -5.102712

F-statistic 193.1703 Durbin-Watson stat 2.043848

Prob(F-statistic) 0.000000

2. Kết quả hồi quy mô hình CAPM

reg bv rmrf

Source | SS df MS Number of obs = 356 ---+--- F( 1, 354) = 1319.44 Model | 6032.54124 1 6032.54124 Prob > F = 0.0000 Residual | 1618.5042 354 4.57204577 R -squared = 0.7885 ---+--- Adj R-squared = 0.7879 Total | 7651.04544 355 21.5522407 Root MSE = 2.1382

Source | SS df MS Number of obs = 356 ---+--- F( 1, 354) = 1430.41 Model | 6440.26722 1 6440.26722 Prob > F = 0.0000 Residual | 1593.84504 354 4.50238712 R -squared = 0.8016 ---+--- Adj R-squared = 0.8011 Total | 8034.11226 355 22.6313021 Root MSE = 2.1219

(option xb assumed; fitted values) . gen ubvf7=bvf-bvf7

. reg bnf rmrf

Source | SS df MS Number of obs = 356 ---+--- F( 1, 354) = 1767.56 Model | 4511.39812 1 4511.39812 Prob > F = 0.0000 Residual | 903.525136 354 2.55233089 R -squared = 0.8331

---+--- Adj R-squared = 0.8327 Total | 5414.92325 355 15.2533049 Root MSE = 1.5976

(option xb assumed; fitted values) . gen ubnf7=bnf-bnf7

. reg bgf rmrf

Source | SS df MS Number of obs = 356 ---+--- F( 1, 354) = 1864.37 Model | 4180.44304 1 4180.44304 Prob > F = 0.0000 Residual | 793.767993 354 2.24228247 R -squared = 0.8404 ---+--- Adj R-squared = 0.8400 Total | 4974.21103 355 14.0118621 Root MSE = 1.4974

--- bgf | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] ---+---