Chương 2 Tổng quan về lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây
4.5. Kết quả ước lượng mức độ biến động tỷ suất sinh lợi với GARCH (1,1)
Bảng 4.5. Uớc lượng biến động của tỷ suất sinh lợi theo GARCH (1,1).
γ α0 α1 β θ1 θ2 ACB -0.0494** 0.0189* 0.2580*** 0.7886*** 0.0003*** -0.2422 (0.0177) (0.0883) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.5387) EIB -0.0862** 0.2511*** 0.3689*** 0.5785*** 0.0006*** 0.2564 (0.0183) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.8521) MBB -0.0344 0.0723*** 0.1310*** 0.8408*** 0.0001** 0.6867 (0.4063) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0319) (0.1252) NVB -0.0348 7.7360* 0.0635** 0.4994* -0.0031*** -0.6991 (0.8391) (0.0505) (0.0128) (0.0514) (0.0000) (0.9679) SHB -0.0368 0.9017* 0.2301*** 0.6049*** 0.0027*** -3.2537*** (0.6441) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) STB 0.0198 1.9221*** 0.2017* 0.3554*** 0.0000 -3.0388*** (0.7064) (0.0000) (0.0000) (0.0015) (0.9771) (0.0000) VCB 0.0326 3.4939** 0.0186 0.5007** -0.0014*** -0.3469 (0.7573) (0.0164) (0.4830) (0.0184) (0.0000) (0.9653) Số trường hợp có ý nghĩa thống kê 2/7 7/7 6/7 7/7 6/7 2/7
***,**,* cho thấy kết quả có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1% , 5%, 10%.
Nguồn: Kết quả hồi quy từ phần mềm Eview 8.0. Bảng 4.5 trình bày kết quả mơ hình GARCH (1,1) thể hiện mối quan hệ biến động tỷ
suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng và biến động lãi suất và tỷ giá hối đoái.
Hệ số hồi quy tham số ARCH α1 có giá trị nhỏ hơn tham số GARCH β và có ý nghĩa
thống kê hầu hết các trường hợp cho thấy tác động yếu cho sự hiện diện của cú sốc giai đoạn trước trong biến động ngân hàng, nghĩa là sự thay đổi trong lợi suất thời kỳ trước ít tác động đến phương sai có điều kiện ở thời kỳ hiện tại trong khi tham số GARCH β
lớn hơn và có ý nghĩa thống kê cho tất cả các trường hợp cho thấy bằng chứng chắc chắn của các bất ngờ trước đó, ngụ ý rằng biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ở thời kỳ trước sẽ tác động mạnh đến biến động tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở thời kỳ hiện tại.
Các kết quả thực nghiệm cho thấy hệ số ước lượng θ1, đo lường tác động của biến động lãi suất đối với biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng, có 6 trường hợp có ý nghĩa thống kê trong 7 trường hợp. Điều này cho thấy rằng khi lãi suất trở nên bất ổn tạo nên sự biến động trong giá của cổ phiếu ngân hàng. Một trong lý do giải thích biến động của tỷ suất sinh lợi bị tác động bởi biến động của lãi suất là các ngân hàng sử dụng cơng cụ tài chính phái sinh chưa hiệu quả để bảo vệ rủi ro, hoạt động ngoại bảng ảnh hưởng bởi kì hạn của tài sản có và tài sản nợ. Liên quan đến biến động tỷ giá hối
đoái trong biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng, hệ số hồi quy θ2 tìm thấy có ý
nghĩa thống kê 2 trong số 7 trường hợp. Việc tìm thấy hệ số hồi quy của tỷ giá hối đối có ý nghĩa thống kê cho thấy rằng sự biến động trong tỷ giá hối đoái dẫn đến sự gia tăng biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng nhưng ở mức độ thấp. Kết quả nghiên cứu tương tự với kết quả nghiên cứu của Elyasiani và Mansur (2003) và Saadet Kasman và các cộng sự (2011).
Việc xác định yếu tố rủi ro lãi suất và rủi ro tỷ giá tác động đến độ bất ổn của tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng là một điểm mới so với nghiên cứu thực nghiệm hiện tại tại Việt Nam về phương pháp và kết quả nghiên cứu. Các yếu tố vĩ mô không chỉ tác động đến tỷ suất sinh lợi mà còn tác động đến biến động của của tỷ suất sinh lợi. Điều này có nghĩa là giá cổ phiếu ngân hàng có thể bị thay đổi đột ngột theo cả hai hướng (tăng đột ngột hoặc giảm đột ngột) do sự biến động trong lãi suất và tỷ giá chính sách. Từ kết quả thực nghiệm, tác giả cho rằng trong giai đoạn 2011-2015, Việt Nam thực hiện chính sách tỷ giá ổn định nên tỷ giá ít biến động. Do đó mức độ tác động của
biến động lãi suất đối với biến động TSSL cổ phiếu ngân hàng mạnh hơn tác động của biến động tỷ giá hối đoái.