1. Đặc điểm cổ phiếu và các nhân tố tác động đến giá cổ phiếu
2.4.Dữ liệu nghiên cứu
Sử dụng dữ liệu thứ cấp được thu thập từ các bài báo tạp chí Việt Nam và nước ngoài,
qua kênh Google Scholar và các nguồn Internet khác, các định nghĩa được lấy trong sách và wikipedia, Các dữ liệu thu thập được chủ yếu qua phương pháp nghiên cứu tại bàn (Desk study).
Đối với dữ liệu chạy mô hình tác giả thu thập thông qua website cophieu68.vn, vietstock; các báo cáo tài chính, báo cáo thường niên của các ngân hàng. Các thống kê về chỉ số giá tiêu dùng, lạm phát được lấy trên Tổng cục Thống kê. Cụ thể bài nghiên cứu sẽ sử dụng biến phụ thuộc là biến động giá cổ phiếu được tính toán từ giá cổ phiếu của các ngân hàng thương mại cổ phần ở Việt Nam đã niêm yết trên sàn
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max DPRICE ~ỸĨ4 .3929694 .2565542 .0056766 1.004699 ROA ^292 .7023751 .7263071 -5.511746 4.752356 CAR ^220 13.37932 3.940605 8.34 34.4 NPL ^220 1.567138 1.303931 0.29 ^EPS ~293 1361.717 1242.559 -4572 5530 SIZE ~268 11.08909 .4905284 9.618487 15.4487 ^PE 7ĨĨ 46.83683 300.5458 3.23 3356.47 GDP ^297 6.000909 1.131883 2.91 7.08 INF ^297 5.892828 4.673427 ^63 18.12
HNX và HOSE trong giai đoạn 2010-2020. Do có một số ngân hàng TMCP niêm yết muộn nên dữ liệu bảng thu thập được là dữ liệu bảng mất cân bằng. Các biến độc lập là các chỉ số trong Báo cáo tài chính từ năm 2010 đến 2020 như: Tỷ suất lợi nhuận trên tổng tài sản (ROA); Tỷ suất lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu (ROE); Quy mô doanh
nghiệp (SIZE); Hệ số giá trên thu nhập (P/E); lãi trên cổ phiếu (EPS). Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu (CAR); lạm phát (CPI); tăng trưởng kinh tế (GDP), tỷ lệ nợ xấu tổng hợp từ nguồn Internet.
41
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU l. Thống kê mô tả
DPRICE ROA CAR NPL EPS SIZE PE GDP IN F DPRIC
E
1.0000
Nguồn : Ước lượng từ Stata 14
Bảng 4.1 mô tả một số biến mà nghiên cứu này sử dụng để hồi quy mô hình nghiên cứu tác động của các nhân tố đến dao động giá cổ phiếu của ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam. Trong đó bao gồm biến phụ thuộc là dao động giá cổ phiếu trên thị trường trong một năm. Giao động giá trung bình trong mẫu ở mức 0.39 (39%), cao nhất là 100% và nhỏ nhất là 0.005 (0.05%). Biến độc lập bao gồm:
• Tỷ lệ lợi nhuận trên tài sản ROA, chỉ số này được tính toán từ dữ liệu lợi nhuận sau thuế, tổng tài sản và vốn chủ sở hữu được thu thập từ các báo cáo tài chính của các ngân hàng. ROA trung bình của các NHTMCP trong mẫu nghiên cứu giai đoạn 2010 - 2020 là 0.70%, lớn nhất 4.75%, bé nhất là -5.51%.
• Biến CAR là hệ số an toàn vốn tối thiểu, được lấy từ các báo cáo thường niên của các ngân hàng. Trong mẫu nghiên cứu tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu trung bình giai đoạn 2010 - 2020 là 13.38%, lớn nhất 34.4% và bé nhất là 8.34%. • Biến NPL là tỷ lệ nợ xấu trên tổng dư nợ. Trong mẫu nghiên cứu NPL trung
bình giữ ở mức 1,57%, cao nhất là 8.8%, thấp nhất là 0.29%.
42
• Biến EPS là lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu. Trong mẫu nghiên cứu EPS trung bình đạt 1361, cao nhất la -4572 và lớn nhất là 5530
• PE là hệ số giá chia cho lợi nhuận của mỗi cổ phiếu cao nhất đạt 3356.47; thấp nhất đạt 3.23 và trung bình là 46.83.
• Biến GDP trong giai đoạn 2010-2020 trùng bình đạt 6% trong khi lạm phát trung bình giữ ở mức 5.89%.
• Hồi quy và lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp
1. Phân tích ma trận tương quan
ROA 0.8095 1.0000 0.0000 CAR -0.1780 -0.0478 1.0000 0.0605 0.4808 NPL -0.3130 -0.1561 0.1686 1.0000 0.0005 0.0192 0.0240 EPS 0.9933 0.6646 -0.3220 -0.3281 1.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 SIZE 0.5248 0.1600 -0.5667 -0.3160 0.5524 1.0000 0.0000 0.0087 0.0000 0.0000 0.0000 PE -0.0925 -0.1951 0.1800 0.2729 -0.2132 -0.1426 1.0000 0.3389 0.0402 0.0716 0.0045 0.0247 0.1373 GDP -0.0409 - 0.0433 0.0624 0.0046 -0.0668 - 0.0368 -0.1622 1.000 0 0.6517 0.4611 0.3566 0.9450 0.2541 0.5488 0.0890
INF 0.0586 0.175
9 0.1856 0.1978 0.0191 0.2299- -0.0498 0.0248 1.0000 0.5178 0.002
6 0.0058 0.0027 0.7445 10.000 0.6035 0.6698
Biến độc lập
Mô hình Pooled OLS Mô hình FEM Mô hình REM
Coef. Std.Err. Coef. Std.Err. Coef. Std.Err.
NPL .0001145 .0007805 .0000372*** .0001913 .0000365 .0001871
■pE .0000933*** .0000215 .0000987*** 4.69e-06 .0000986*** 4.59e-06
"EPs .0001991*** 1.50e-06 .0001989 4.90e-07 .0001989*** 4.79e-07
GDP -.0012478** .0006371 -.0001723 .0001437 -.0001816 .0001405 INE -.0000121 .0002899 .0001152 .0000728 .0001161 .0000712 SIZE -.0008404 .0026686 .0027748*** .0010019 .0027309*** .0009787 CAR -.0003939 .0004828 .0002611** .0001472 .0002506** .0001439 ROA -.0001062 .0028933 .0007567 .0009953 .0007367 .0009722 _cons .0279631 .0309289 -.0279656*** .0114979 -.023596*** .0120813
Nguồn : Ước lượng từ Stata 14
Theo Kenedy (2008), hiện tượng đa cộng tuyến trở nên nghiêm trọng khi hệ số tương quan giữa các biến độc lập trong mô hình từ 0.8 trở lên. Dựa vào kết quả ma trận tương quan, hệ số tương quan của hầu hết các biến độc lập trong mô hình đều nhỏ hơn 0.8 nên các biến đều phù hợp để đưa vào chạy mô hình hồi quy.
2.1. Hoi quy và lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp
Để nghiên cứu tác động của các yếu tố đến dao động giá của các ngân hàng TMCP Việt Nam, tác giả đã sử dụng ba mô hình nghiên cứu thực nghiệm bao gồm mô hình hồi tuyến tính thông thường (Pooled OLS), mô hình hồi quy tác động cố định (Fixed effects model - FEM) và mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên (Random effects model - REM). Kết quả hôi quy mô hình được tóm tắt trong bảng 4.3
44
Bảng 4.3. Kết quả hồi quy mô hình các yếu tố tác động đến dao động giá của các NHTM Cổ phần giai đoạn 2010-2020.
Number of obs = 110 F(8, 101) = 9995.74 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.9987 Adj R-squared = 0.9986 Root MSE = .00975 Number of obs = 110 R-sq: within = 0.9999 between = 0.9924 overall = 0.9986 F(8,79) = 74713.43 corr(u_i, Xb) = -0.0690 Prob > F = 0.0000 Number of obs = 110 R-sq: within = 0.9999 between = 0.9924 overall = 0.9986 Wald chi2(8) = 625973.16 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Kiểm định F-test để lựa chọn mô hình giữa Pooled OLS, FEM và REM.
Để lựa chọn giữa ba mô hình này tác giả bươc đâu dùng kiểm định nhân tử Breusch - Pagan Lagrange. Ket quả kiểm định được thể hiện ở Bảng 4.4
Với mức ý nghĩa α = 0,05, xét cặp giả thuyết sau:
• HO: Không tồn tại tác động ngẫu nhiên giữa các biến độc lập • H1: Tồn tại tác động ngẫu nhiên giữa các biến độc lập
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định Breusch _Pagan Larange Test: Var(u) = 0
chibar2(01) = 125.36 Prob > chibar2 = 0.0000
Nguồn : Tính toán từ Stata 14
Ở đây ta thấy P-value của kiểm định là 0.0000 nhỏ hơn các mức ý nghĩa thông thường, nên ta bác bỏ HO, mô hình có tồn tại tác động ngẫu nhiên, không nên sử dụng mô hình OLS gộp giản đơn đối với cả hai mô hình đang nghiên cứu.
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định Hausman
Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(8) = (b-B)'[(V_b-V_BH-1)](b-B)
= 0.32
Prob>chi2 = 1.0000
Nguồn : Tính toán từ Stata 14
Với mức ý nghĩa α = 0,05, xét cặp giả thuyết sau:
• HO: Không có tương quan giữa các biến độc lập và thành phần ngẫu nhiên
• H1: có tương quan giữa các biến độc lâp và thành phần ngẫu nhiên
Nguồn : Tính toán từ Stata 14
Random- effects Group variable: GLS regression : FIRM Number of obs = Number of groups = 110 23
R-sq: Obs per group:
within 0.9999 min = 1 between = overall 0.9924 avg = 4.8 = 0.9986 max = 11 Wald chi2(8) 625973.1 6 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 0.0000 --- DPRICE Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. --- Interval --- +- . 0000365 .0001871 0 0.2 0.845 -.0003302 --- . PE | 0000986. 4.59e-06 7 21.4 0.000 .0000896 0001076. EPS | GDP 0001989. 4.79e-07 415.43 0.000 .0001979 0001998. | -.0001816 .0001405 - 1.29 0.196 -.0004571 . 0000939 INF | . 0001161 .0000712 1.6 3 0.103 -.0000234 . 0002556 SIZE | . 0027309 .0009787 2.7 9 0.005 .0008127 . 0046491 CAR | . 0002506 .0001439 1.7 4 0.082 -.0000315 . 0005327 ROA | _cons 0007367. .0009722 6 0.7 0.449 -.0011687 0026421. | ______________ -.02359 6 .0120813 1.95- 0.051 -.0472748 0000829. --- +- sigma_u | sigma_e | rho | .02309641 .00190298
.99325721 (fraction of variancedue to u_i)
---
46
Ở đây ta thấy Prob > chi2 > 0.05 lớn hơn các mức ý nghĩa thông thường, vậy ta không thể bác bỏ giả thuyết Ho. Do đó không nên sử dụng mô hình tác động cố định mà nên sử dụng mô hình tác động ngẫu nhiên. Như vậy kết hợp giữa kiểm định Hausman và Breusch _Pagan Larange tác giả lựa phương pháp ước lượng REM cho mô hình trong bài nghiên cứu.
3. Phân tích hồi quy tuyến tính
4. Đánh giá độ phù hợp của mô hình
Nhận thấy mô hình có R2 = 0,9986 ta thấy mô hình giải thích được 99,86 % sự biến động của giá cổ phiếu (biến phụ thuộc)
3.1 Kiểm định độ phù hợp của mô hình Ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết sau:
H∣∣: R2 = 0 (Mô hình hồi quy không phù hợp) Hi: R2> 0 (Mô hình hồi quy phù hợp)
Ta có Prob> chi2 = 0.000 < 0.1
→ Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Như vậy, với mức ý nghĩa 10% thì mô hình hồi quy là phù hợp. 3.2 Kiểm định các nhân tố tác động
Tỷ lệ nợ xấu (NPL)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β2 = 0 Hi: β2 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = ~ T(n -9)
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >t⅛n 9'}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β2) = 0.845 > 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H1, chấp nhận giả thuyết H0.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì Tỷ lệ nợ xấu không có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Hệ số giá trên thu nhập (P/E)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β3 = 0 Hi: β3 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = s ) ~ Tn 9
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >ta* -9}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β3) = 0.000 < 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì hệ số giá trên thu nhập có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Lãi trên cổ phiếu (EPS)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β4 = 0 Hi: β4 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = -^^ ~ Tn
-9
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >tạỊ9
)}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β4) = 0.000 < 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì lãi trên cổ phiếu có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Tỷ lệ tăng trưởng kinh tế (GDP)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β5 = 0 Hi: β5 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = ~ Tn
-9
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >t⅛β 9)}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β5) = 0.196 > 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H1, chấp nhận giả thuyết H0.
EPS | 4.62 0.2164 83
ROA | 3.49 0.2864 58
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì tăng trưởng kinh tế không ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Lạm phát (INF)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β6 = 0 Hi: β6 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = ~ Tn
-9
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >tạỊ9)}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β6) = 0.103 > 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H1, chấp nhận giả thuyết H0.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì lạm phát không ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Quy mô ngân hàng (SIZE)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β7 = 0 Hi: β7 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = T(n -9) Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 t('9)}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β7) = 0.005 < 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì quy mô ngân hàng có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu (CAR)
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: βs = 0
50
Hi: β8 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = ~ T(n-9 'Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >tạỊ9
)}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β8) = 0.082 < 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì Tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu có ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
Khả năng sinh lợi ROA
Ta tiến hành kiểm định đối với cặp giả thuyết sau:
Ho: β9 = 0 Hi: β9 ≠ 0
Tiêu chuẩn kiểm định: T = ~ T(n-9
Miền bác bỏ giả thuyết: Wα = {t: | 11 >t⅛β 9,}
2
Theo kết quả mô hình ta có: Prob(β10) = 0.449 > 0.1 → Bác bỏ giả thuyết H1, chấp nhận giả thuyết H0.
Như vậy với mức ý nghĩa 10% thì khả năng sinh lợi không ảnh hưởng tới giá cổ phiếu ngân hàng.
3.3 Kiểm định khuyết tật của mô hình 3.4.1 Kiểm định đa cộng tuyến
Variable | VIF 1/VIF
SIZE | 1.70 0.5869 65
INF | 1.26 0.7941 46 NPL | 1.22 0.8169 76 PE | 1.19 0.8386 85 CAR | 1.14 0.8788 89 GDP | 1.03 0.9665 69 DPRICE e u | .0698878 | 3.62e-06 | .0005334 . 2643629 .001903 . Test : u)Var( = 0 chibar2(01) = Prob > chibar2 0.03 0.430 4 51 ---+--- Mean VIF | 1.96 Ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:
Ho: Mô hình không có đa cộng tuyến H1: Mô hình có đa cộng tuyến
Nhìn vào mô hình hồi quy ta thấy VIF <10 nên mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến
3.4.2 Kiểm định định phương sai sai số thay đổi Ta tiến hành kiểm định cặp giả thuyết:
Hữ:Mô hình ban đầu có phương sai sai số không thay đổi H1:Mô hình ban đầu có phương sai sai số thay đổi
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects DPRICE[FIRM,t] = Xb + u[FIRM] + e[FIRM,t]
Estimated results:
| Var sd = sqrt(Var)
Nhìn vào mô hình ta thấy Prob> chibar2 = 0.4304 >0.05 vậy bác bỏ H1 chấp nhận HO vật mô hình có PSSS không đổi
Như vậy mô hình không có hiện tượng Phương sai sai số thay đổi và đa cộng tuyến. Mô hình nghiên cứu đã đưa ra được những nhân tố tác động đến giá của cổ phiếu ngân hàng. Mặc dù các nhân tố đưa ra chưa được như kỳ vọng của sinh viên. Do số liệu đưa ra còn ít nên mức độ chính xác tổng quan là chưa chính xác.
Nghiên cứu sẽ đưa ra một vài giải pháp để nâng cao giá cổ phiếu của ngân hàng trong những năm tiếp theo ở chương 5
5. Ket quả của mô hình
Như vậy, chỉ có bốn biến độc lập là quy mô doanh nghiệp, EPS, tỷ lệ an toàn vốn tối thiểu và P/E là có ý nghĩa thống kê hay nói cách khác bốn biến độc lập này tác động đến giá cổ phiếu NHTM trên TTCK Việt Nam. Cụ thể:
+ Quy mô ngân hàng (Size) có p-value = 0.005 < 0.1, ở mức ý nghĩa 10% thì quy mô ngân hàng có tác động lên giá cổ phiếu NHTM. Trong đó β = 0.0027309 chứng tỏ được mối quan hệ cùng chiều, khi Quy mô ngân hàng tăng 1 đơn vị trong điều kiện