2.2. Ứng dụng mơ hình Fama – French đo lƣờng ảnh hƣởng của ba nhân tố đến tỷ
2.2.6.1. Kiểm định tính dừng và hiện tƣợng đa cộng tuyến
Trong phân tích hồi quy, kiểm định tính dừng và hiện tƣợng đa cộng tuyến là những bƣớc đầu tiên cần phải tiến hành.
Vì bản chất của phân tính hồi quy là xây dựng những dự báo cho tƣơng lai. Một chuỗi khơng dừng sẽ khơng có giá trị thực tiễn bởi chúng ta không thể sử dụng những mẫu dữ liệu trong quá khứ để khái quát hóa cho các giai đoạn thời gian khác. Chúng ta khơng thể dự báo đƣợc điều gì cho tƣơng lai, từ đó cũng sẽ khơng thể tìm kiếm đƣợc những danh mục có tỷ suất sinh lợi vƣợt trội với trung bình bành nếu nhƣ bản thân dữ liệu luôn thay đổi. Do vậy kiểm định tính dừng là bƣớc đầu tiên để có thể ra quyết định có nên sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ hay không. Trong bài luận văn, tác giả sử dụng phƣơng pháp kiểm định nghiệm đơn vị vì phƣơng pháp này đƣợc sử dụng khá phổ biến để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không. Bên cạnh kiểm định tính dừng, kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến cũng hết sức quan trọng. Để có thể sử dụng một mơ hình hồi quy cho mục đích dự báo, điều quan trọng là phải đảm bảo các biến trong mơ hình hồi quy khơng có mối quan hệ tƣơng quan với nhau, mỗi biến Xi chứa một thông tin riêng về Y, thông tin không chứa trong bất kỳ biến Xi khác. Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến nhằm kiểm tra xem các biến có độc lập với nhau trong việc giải thích cho biến phụ thuộc hay khơng. Trƣờng hợp xuất hiện hiện tƣợng đa công tuyến, chúng ta phải nhận diện và loại bỏ các biến có hệ số tƣơng quan cao.
Bảng 2.20 trình bày kết quả kiểm định tính dừng. Trong cả 4 chuỗi thời gian tác giả kiểm định tính dừng, giá trị tuyệt đối của t tính tốn đều lớn hơn giá trị tuyệt đối của t tra bảng (với mức ý nghĩa 5%) (|tstart| > |tcrit|). Nhƣ vậy, các chuỗi kiểm định đều là chuỗi dừng, điều này tạo điều kiện thuận lợi để tác giả tiến hành các bƣớc phân tích tiếp theo.
Bảng 2.20 Kết quả kiểm định tính dừng t tính tốn (tstart) t tra bảng (mức ý nghĩa 5%) (tcrit) RP -10,2294 -2,87561 Rm - Rf -12,0074
SMB -12,8544
HML -12
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bảng 2.21 Ma trận tƣơng quan giữa các biến
Rm - Rf SMB HML
Rm - Rf 1 -0,17271 -0,14603
SMB -0,17271 1 0,04970
HML -0,14603 0,04970 1
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhìn vào kết quả ta thấy giá trị tuyệt đối của hệ số tƣơng quan giữa các nhân tố giải thích vào khoảng [0,0497 – 0,17271], thấp hơn rất nhiều so với mức 0,6 (là mức có nhiều khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Nhƣ vậy, khơng có mối tƣơng quan với nhau giữa các biến giải thích, nghĩa là mỗi biến giải thích (HML, Rm – Rf và SMB) chứa một thông tin về RP và không chứa bất kỳ thơng tin về biến giải thích nào khác, nên ít có khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến
2.2.6.2. Kiểm định mơ hình ba nhân tố Fama – French
Trong phạm vi bài luận văn, tác giả tiến hành phân tích hồi quy tuyến tính (Linear Regression) bằng cách thực hiện cho từng danh mục đầu tƣ theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất thơng thƣờng (Ordinary Least Square – OLS). Phƣơng trình hồi quy đƣợc sử dụng: Rp = Rf + β.(Rm – Rf) + s.SMB + h.HML.
Tác giả tiến hành hồi quy theo phƣơng từng biến và kết hợp cùng lúc cả 3 biến của trình trên cho lần lƣợt từng danh mục S/H, S/L, B/H, B/L để có cái nhìn cụ thể hơn về ảnh hƣởng của từng nhân tố lên từng nhóm cổ phiếu khác nhau.
Tác giả sử dụng R2
hiệu chỉnh thay vì R2 vì R2 là một hàm khơng giảm của số biến giải thích, tức khi càng thêm biến giải thích thì R2
càng tăng mà không phản ánh đƣợc sự phù hợp của mơ hình khi tăng biến. Trong trƣờng hợp đó, R2
lựa chọn tốt hơn khi xem xét việc thêm biến giải thích vào mơ hình. Khi số biến lớn hơn 1 thì R2
hiệu chỉnh ≤ R2, nhƣng mức độ tăng của R2
hiệu chỉnh chậm hơn. Khi tiến hành hồi quy duy nhất nhân tố HML đối với danh mục 25 chứng khoán và với từng danh mục, giá trị tuyệt đối của các hệ só hồi quy cao đối với các danh mục có BE/ME thấp (S/L và B/L) và thấp đối với các danh mục có BE/ME cao (S/H và B/H), tuy nhiên hệ số hồi quy h khơng có ý nghĩa thống kê đối với các danh mục S/H và B/H và kết quả này ngƣợc lại với những gì mơ hình Fama – French phát biểu (Xem thêm phục lục 20 Kết quả hồi quy nhân tố HML với danh mục S/H và phụ lục 22. Kết quả hồi quy nhân tố HML với danh mục B/H).
Tiếp tục hồi quy nhân tố SMB đối với danh mục 25 chứng khoán và với từng danh mục thì kết quả hồi quy không rõ ràng và không thể đƣa ra kết luận là đúng hay ngƣợc lại với lý thuyết của Fama và French nếu chỉ dựa vào nhân tố SMB, hơn nữa mức độ giải thích (thể hiện qua R2 hiệu chỉnh) cũng rất nhỏ. Kết quả này gợi cho tác giả việc hồi quy kết hợp nhiều biến mà tác giả sẽ trình bày dƣới đây.
Bảng 2.22 Kết quả tính tốn α, β, s, h và R2 hiệu chỉnh bằng phần mềm Eviews 6
Biến giải thích Biến phụ thuộc α β s h R 2 hiệu chỉnh R2 hiệu chỉnh trung bình SMB 25 CK -0,000243 0,034929 -0,00475 -0,00475 S/H -0,005174 0,422633 0,024219 0,032099 S/L 0,004225 0,604181 0,04273 B/H -0,004708 -0,338515 0,015878 B/L 0,003759 -0,634672 0,045569 HML 25 CK -0,0065 -0,68855 0,0984 0,0984 S/H -0,006641 -0,097956 -0,002867 0,1149545 S/L -0,00736 -1,192747 0,242072
B/H -0,00637 -0,23586 0,00849 B/L -0,005647 -1,141065 0,212123 Rm - Rf 25 CK 0,00576 1,234008 0,641606 0,641606 S/H -0,0000203 1,170115 0,573962 0,583738 S/L 0,009243 1,19374 0,476977 B/H 0,001626 1,196433 0,668695 B/L 0,011413 1,382086 0,615318 (Rm – Rf) , SMB & HML 25 CK 0,002191 1,22959 0,402719 -0,455309 0,707039 0,707039 S/H 0,002653 1,265732 0,767101 0,126938 0,668229 0,7095967 S/L 0,001693 1,196609 0,993543 -0,991702 0,759549 B/H 0,001693 1,196609 -0,006457 0,008298 0,665405 B/L 0,002653 1,265732 -0,232899 -0,873062 0,745204
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Khi tiến hành kiểm định hồi quy chỉ một nhân tốt thị trƣờng với các danh mục, kết quả cho thấy nhân tố thị trƣờng vẫn ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục cổ phiếu ngành Xây dựng trên 50%, chỉ có danh mục S/L, mức độ ảnh hƣởng của nhân tố thị trƣờng là 48%, cao nhất là danh mục B/H, mức độ ảnh hƣởng của nhân tố thị trƣờng là 67%. R2
hiệu chỉnh trung bình của 4 danh mục (S/H, S/L, B/H, B/L) đạt 58%. Điều đó chứng tỏ, nhân tố thị trƣờng vẫn là nhân tố quan trọng nhất cần phải xem xét kỹ trƣớc khi đầu tƣ vào các cổ phiếu ngành Xây dựng trên thị trƣờng Việt Nam.
Kết hợp cả 3 nhân tố để chạy hồi quy, kết quả cho thấy sự kết hợp đồng thời của các nhân tố tạo ra mức ảnh hƣởng cao hơn đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục cổ phiếu ngành Xây dựng, R2
hiệu chỉnh trung bình của 4 danh mục (S/H, S/L, B/H, B/L) đạt 70,96%. R2
hiệu chỉnh cao nhất ở danh mục S/L đạt 76%. Điều đó cho thấy, việc thêm biến quy mơ vốn hóa và biến giá trị vào mơ hình sẽ giúp giải thích tốt hơn tỷ suất sinh lợi của các danh mục.
Hệ số β luôn lớn hơn 1 cho thấy nhân tố thị trƣờng vẫn đóng vai trị quan trọng nhất trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi của ngành Xây dựng; hệ số s 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), điều này đúng theo lý thuyết của mơ hình Fama – French; hệ số h đổi dấu từ âm (có độ lớn gần bằng -1) đối với các danh mục có BE/ME thấp (S/L và B/L) sang dƣơng (có độ lớn gần bằng 0) đối với các danh mục có BE/ME cao (S/H và B/H), kết quả này đi ngƣợc lại với lý thuyết mà Fama và French đề xuất trong mơ hình ba nhân tố.
Phần bù rủi ro các nhân tố
Bảng 2.23 trình bày phần bù cho từng nhân tố ứng với lần lƣợt 4 danh mục S/L, S/H, B/L và B/H. Phần bù này đƣợc tính tốn bằng cách lấy tỷ suất sinh lợi của các nhân tố (phụ lục 6, 7, 8) nhân với các hệ số nhân tố tƣơng ứng cho mỗi danh mục trong bảng 2.22
Bảng 2.23 Phần bù rủi ro của các nhân tố: thị trƣờng, quy mô và giá trị
Thị trƣờng Quy mô Giá trị
S/H -0.0062063 -0.0010602 -0.001144 S/L -0.0058674 -0.00137317 0.0089373 B/H -0.0058674 0.0000089 -0.000075 B/L -0.0062063 0.00032189 0.0078681 Nguồn: Tác giả tính tốn
Kết quả cho thấy phần bù rủi ro giá trị có giá trị âm khá lớn, nguyên nhân là vì trong giai đoạn khảo sát 2007 - 2011, TTCK Việt Nam sụt giảm mạnh, tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng
Kết quả tính tốn cho thấy phần bù rủi ro thị trƣờng có giá trị âm khá lớn, điều này đi ngƣợc lại với nghiên cứu của Fama và French (1993). Nguyên nhân là vì giai
đoạn khảo sát 2007 – 2011 TTCK Việt Nam sụt giảm mạnh, tỷ suất sinh lợi trung bình của thị trƣờng âm khiến cho phần bù rủi ro nhân tố thị trƣờng âm.
Phần bù rủi ro giá trị cũng cho kết quả ngƣợc lại với nghiên cứu của Fama và French khi các danh mục có BE/ME cao có phần bù rủi ro giá trị âm (-0.11% và - 0.01% tƣơng ứng với các danh mục S/H và B/H) và các danh mục có BE/ME thấp có phần bù rủi ro giá trị dƣơng ( 0.89% và 0.79% tƣơng ứng với các danh mục S/L và B/L).
Một điểm trái ngƣợc với kết quả của Fama và French (1993) là nhân tố giá trị là phần bù rủi ro quy mô trên TTCK Việt Nam là phần bù rủi ro cho quy mô lớn chứ không phải phần bù rủi ro cho quy mô nhỏ. Phần bù rủi ro nhân tố SMB đối với các danh mục có quy mơ nhỏ (S/L và S/H) âm trong khi phần bủ rủi ro đối với các danh mục có quy mơ lớn (B/L và B/H) dƣơng. Sự khác biệt này là do đặc trƣng của TTCK Việt Nam, các công ty quy mô lớn chủ yếu là những cơng ty đƣợc cổ phần hóa nhƣng nhà nƣớc vẫn sở hữu chi phối. Điều này khiến các công ty quy mơ lớn có nhiều rủi ro do bất cân xứng thơng tin. Ngồi ra cổ phần nhà nƣớc nắm giữ không giao dịch hoặc giao dịch rất hạn chế nên thực chất tỷ lệ cổ phiếu thả nổi vẫn khá thấp ở nhiều cổ phiếu vốn hóa lớn.
2.2.6.3. Phân tích kết quả hồi quy
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 tốn của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Tồn
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
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 tốn của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Tồn
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 hồn thiện của mơ 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 tốn của tác giả bằng phần mềm Eview 6.0 từ dữ liệu của Công ty cổ phần đầu tư Phú Tồn
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. Mơ 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