Coefficient Prob. C -0.00243 0.18570 MRK 0.43122 0.00000 INT 0.12760 0.10330 FX -0.32972 0.59130 𝜀𝑡−12 0.40813 0.00000 𝜀𝑡−22 0.22740 0.00000 Kết quả hồi quy mơ hình ARCH bậc 2 cho STB:
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi thị trường MRK = 0.43122 và có ý nghĩa thống kê
cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán VN-Index tăng (giảm) 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ tăng (giảm) 0.43122%.
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi của lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT = 0.1276
và có p – value = 0.1033. Mặc dù mức ý nghĩ thống kê trong bài được lựa chọn là 10% nhưng bài nghiên cứu vẫn chấp nhận kết quả này là có ý nghĩa thống kê (tức bác bỏ H0). Điều này cho thấy trung bình khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường tăng lên 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng STB cũng sẽ tăng 0.1276%.
— Giá trị hệ số FX khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa thống kê 10%
(p – value = 0.59130). Điều này cho thấy trong giai đoạn mẫu được chọn, tơi chưa thể kết luận gì về ảnh hưởng tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB.
— Hai số hạng phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 và 𝜀𝑡−22 đều dương và
lượt nhận các giá trị là 0.40813 và 0.22740 cho thấy biến động về tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ phụ thuộc vào 40.813% biến động từ các giá trị biến động trong 1 ngày trước đó và 22.740% biến động từ các giá trị biến động tại thời điểm 2 ngày trước đó.
5.3.3. Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã STB sinh lợi của mã STB
Bảng 5.9: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã STB
Coefficient Prob. C 0.00011 0.00000 𝜀𝑡−12 0.39340 0.00000 𝜀𝑡−22 0.24307 0.00000 INT2 0.07881 0.00030 FX2 -1.37385 0.00000 Từ bảng kết quả, có thể thấy rằng:
— Hai số hạng phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 và 𝜀𝑡−22 vẫn có tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000), cho thấy biến động phương sai sẽ chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ.
— Giá trị của biến INT2
= 0.07881 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0003, rằng bất ổn lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm dao động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ tăng cùng chiều với mức biến động 0.07881%.
— Giá trị của biến FX2
= -1.37385 và cũng có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái biến động tăng
1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng STB sẽ giảm mức biến động 1.37385%.
Bảng 5.10: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mơ hình hồi quy mã STB
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.047360 Prob. F(2,655) 0.9537 Obs*R-squared 0.095140 Prob. Chi-Square(2) 0.9535
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.077914 Prob. F(2,655) 0.9251 Obs*R-squared 0.156505 Prob. Chi-Square(2) 0.9247
Chuỗi dữ liệu ADF test PP test
Phần dƣ mơ hình
U_ARCH_1 -18.24571*** -21.37016***
U_ARCH_2 -21.64252*** -21.35648***
Qua kiểm tra hiệu ứng ARCH và chạy kiểm định, rõ ràng với bằng chứng hiệu ứng ARCH đã khơng cịn và mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000), các mơ hình hồi quy xây dựng cho STB đều đáng tin cậy.
5.4. Ngân hàng TMCP Xuất nhập khẩu Việt Nam (EIB)
5.4.1. Hồi quy OLS
Coefficient Prob. C -0.00444 0.01500 MRK 0.65073 0.00000 INT 0.20334 0.00910 FX 0.23766 0.62470
Biến MRK và INT đều dương và có ý nghĩa thống kê cao với giá trị p – value lần lượt 0.0000 và 0.00910, tuy nhiên rất tiếc một lần nữa FX khơng có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu EIB. Tiếp tục thực hiện chạy kiểm tra bằng ARCH phương trình OLS thu được ở trên để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi.
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 46.17815 Prob. F(2,655) 0.0000 Obs*R-squared 81.31388 Prob. Chi-Square(2) 0.0000
Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho thấy mô hình hồi quy OLS có ảnh hưởng ARCH. Độ trễ ARCH tối ưu trong hồi quy OLS đối với dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB là bậc 2. Do đó, đối với dữ liệu ngân hàng EIB, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy mơ hình ARCH(2) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện.
5.4.2. Hồi quy mơ hình ARCH(2) đối với biến động của tỷ suất sinh lợi chứng khoán ngân hàng EIB.
Bảng 5.11: Hồi quy ARCH(2) cho mã EIB
Coefficient Prob. C -0.00554 0.00030 MRK 0.53068 0.00000 INT 0.27504 0.00000 FX 0.31100 0.51140 𝜀𝑡−12 0.35372 0.00000 𝜀𝑡−22 0.04256 0.37550 Kết quả hồi quy mơ hình ARCH bậc 2 cho thấy:
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi thị trường MRK = 0.53068 và có ý nghĩa thống kê
cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán VN-Index tăng (giảm) 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng EIB sẽ tăng (giảm) 0.53068%.
— Giá trị của lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT = 0.27504 và có ý nghĩa
thống kê cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy trung bình khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường tăng lên 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB cũng sẽ tăng 0.27504%.
— Giá trị hệ số FX khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa thống kê 10%
(p – value = 0.5114). Điều này cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu, chưa thể kết luận về ảnh hưởng tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng EIB.
— Chỉ có số hạng phần dư ở thời điểm 1 độ trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 có ý nghĩa
thống kê (p – value = 0.0000) trong khi phần dư tại thời điểm 2 độ trễ trước đó
Giá trị của hệ số 𝜀𝑡−12 = 0.35372 cho thấy biến động về tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB sẽ phụ thuộc vào 35.372% biến động từ các giá trị biến động trong 1 ngày trước đó, trong khi chưa thể kết luận về tác động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB tại thời điểm 2 ngày trước đó đến chính nó tại thời điểm hiện tại.
5.4.3. Ước lượng độ biến động của biến động của lãi suất và tỷ giá lên độ biến động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB. động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng EIB.
Bảng 5.12: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã EIB
Coefficient Prob. C 0.00007 0.00000 𝜀𝑡−12 0.35160 0.00000 𝜀𝑡−22 0.14250 0.01610 INT2 0.07603 0.00160 FX2 -1.19774 0.44800 Từ Bảng 5.11 kết quả có thể thấy rằng:
— Hai phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 và 𝜀𝑡−22 vẫn có tác động
dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value lần lượt là 0.0000 và 0.0161), cho thấy biến động phương sai cũng chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ.
— Giá trị của biến INT2
= 0.07603 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0016). Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng EIB sẽ tăng mức biến động là 0.076%.
— Giá trị của biến FX2
= -1.19774 khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10% (p – value = 0.4480). Điều này cho thấy chưa thể kết luận về biến động của tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái tác động đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng EIB.
Bảng 5.13: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mơ hình hồi quy mã EIB
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.083663 Prob. F(2,655) 0.9198 Obs*R-squared 0.168049 Prob. Chi-Square(2) 0.9194
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.079513 Prob. F(2,655) 0.9236 Obs*R-squared 0.159717 Prob. Chi-Square(2) 0.9232
Chuỗi dữ liệu ADF test PP test
Phần dƣ mơ hình
U_ARCH_1 -21.84336*** -21.69076***
U_ARCH_2 -21.85698*** -21.69536***
Các mơ hình xây dựng cho EIB đều đáng tin cậy khi việc kiểm tra hiệu ứng ARCH và kiểm định tính dừng phần dư đều cho kết quả tốt và có ý nghĩa cao như chi tiết bên trên.
5.5. Ngân hàng TMCP Quân Đội (MBB)
5.5.1. Hồi quy OLS
Coefficient Prob. C -0.00087 0.63460 MRK 0.90410 0.00000 INT 0.01850 0.81360 FX 0.79114 0.10700
Biến MRK và FX dương và có ý nghĩa thống kê p – value = 0.0000 và 0.10700, biến INT khơng có ý nghĩa thống kê đối với cổ phiếu CTG. Tiếp tục thực hiện chạy kiểm tra bằng ARCH phương trình OLS thu được ở trên để khắc phục hiện tượng phương sai tự thay đổi.
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 5.126584 Prob. F(1,657) 0.0239 Obs*R-squared 5.102376 Prob. Chi-Square(1) 0.0239
Kết quả kiểm tra hiệu ứng ARCH cho thấy mơ hình hồi quy OLS có ảnh hưởng ARCH với mức ý nghĩa 10%. Độ trễ ARCH tối ưu trong hồi quy OLS đối với dữ liệu tỷ suất sinh lợi của ngân hàng MBB là bậc 1. Do đó, đối với dữ liệu ngân hàng MBB, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy mơ hình ARCH(1) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện.
5.5.2. Hồi quy mơ hình ARCH(1) với biến động tỷ suất sinh lợi mã MBB
Bảng 5.14: Hồi quy ARCH(1) cho mã MBB
Coefficient Prob. C -0.00331 0.07050 MRK 0.81804 0.00000 INT 0.12059 0.09200 FX 0.91413 0.09030 𝜀𝑡−12 0.46313 0.00000 Kết quả hồi quy mơ hình ARCH bậc 1 cho thấy:
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi thị trường MRK = 0.81804 và có ý nghĩa thống kê
cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khốn VN-Index tăng (giảm) 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng MBB sẽ tăng (giảm) 0.8180%.
— Giá trị hệ số INT = 0.12059 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa thống kê
(p – value = 0.0920). Điều này cho thấy trung bình khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường tăng lên 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng MBB cũng sẽ tăng 0.12059%.
— Giá trị của hệ số FX = 0.91413 và có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0903)
với mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của tỷ giá hối đoái tăng lên 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB cũng sẽ tăng 0.91413%.
— Giá trị của hệ số 𝜀𝑡−12 = 0.46313 có ý nghĩa thống kê cao (p – value =
0.0000)Điều nàycho thấy biến động về tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB sẽ phụ thuộc vào 46.313% từ các giá trị biến động trong 1 ngày trước đó.
5.5.3. Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã MBB. sinh lợi của mã MBB.
Bảng 5.15: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã MBB
Coefficient Prob. C 0.00009 0.00000 𝜀𝑡−12 0.30009 0.00000 INT2 0.22486 0.00000 FX2 -1.08139 0.42010 Từ bảng kết quả, có thể thấy rằng:
— Phần dư tại thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 có tác động dương và có ý nghĩa
thống kê cao (p – value lần lượt là 0.0000), cho thấy biến động phương sai cũng chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ.
— Giá trị của biến INT2
= 0.22486 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng MBB sẽ tăng biến động tương ứng là 0.22486%.
— Giá trị của biến FX2
= -1.08139 khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa thống kê 10% (p – value = 0.4201). Điều này cho thấy chưa thể kết luận về biến động của tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đoái tác động đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng MBB.
Bảng 5.16: Kiểm tra hiệu ứng ARCH(2) và tính dừng cho cả hai mơ hình hồi quy mã MBB
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.607853 Prob. F(1,657) 0.4359 Obs*R-squared 0.609140 Prob. Chi-Square(1) 0.4351
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 1.326354 Prob. F(1,657) 0.2499 Obs*R-squared 1.327711 Prob. Chi-Square(1) 0.2492
Chuỗi dữ liệu ADF test PP test
Phần dƣ mơ hình
U_ARCH_1 -26.07853*** -26.14596***
U_ARCH_2 -26.51899*** -26.55713***
Kết quả hiệu ứng ARCH và kiểm tra tính dừng đều bác bỏ giả thiết 𝐻0 với mức ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000), tức các mơ hình hồi quy xây dựng cho MBB đều đáng tin cậy.
5.6. Ngân hàng TMCP Á Châu (ACB)
5.6.1. Hồi quy OLS
Coefficient Prob. C -0.0026 0.1511 MRK 0.6755 0.0000 INT 0.0930 0.2360 FX -0.0281 0.9542
Biến MRK > 0 có p – value = 0.0000 có ý nghĩa, các biến INT và FX khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 𝛼 = 10%.
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 66.67464 Prob. F(2,655) 0.0000 Obs*R-squared 111.3007 Prob. Chi-Square(2) 0.0000
Mơ hình hồi quy OLS xây dựng cho ACB chịu ảnh hưởng ARCH có độ trễ ARCH tối ưu là bậc 2, tức là phương sai trong thời điểm hiện tại đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ bị ảnh hưởng bởi những biến động từ 2 ngày trước đó. Do đó, đối với dữ liệu ngân hàng ACB, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy mơ hình ARCH(2) để giải quyết hiện tượng phương sai có điều kiện trong trường hợp này.
5.6.2. Hồi quy mơ hình ARCH(2) với biến động tỷ suất sinh lợi mã ACB.
Bảng 5.17: Hồi quy ARCH(2) cho mã ACB
Coefficient Prob. C -0.0025 0.0642 MRK 0.5145 0.0000 INT 0.1170 0.0291 FX 0.4235 0.2606 𝜀𝑡−12 0.3096 0.0000 𝜀𝑡−22 0.3784 0.0000
Kết quả hồi quy mơ hình ARCH bậc 2 trong Bảng 5.17 cho thấy:
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi thị trường MRK = 0.5145 và có ý nghĩa thống kê
cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy trung bình khi tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khốn VN-Index tăng (giảm) 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng ACB sẽ tăng (giảm) 0.5145%.
— Giá trị của lãi suất phi rủi ro trên thị trường INT = 0.1170 và có ý nghĩa
thống kê (p – value = 0.0291). Điều này cho thấy trung bình khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường tăng lên 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khốn ngân hàng ACB cũng sẽ tăng 0.117%.
— Giá trị của tỷ suất sinh lợi từ tỷ giá hối đối FX = 0.4235 khơng có ý nghĩa
thống kê (p – value = 0.2606) với mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này cho thấy chưa thể kết luận về mối quan hệ của tỷ giá hối đoái đối với tỷ suất sinh lợi chứng khoán của ngân hàng ACB trong giai đoạn xem xét.
— Hai số hạng phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 và 𝜀𝑡−22 đều dương và
lượt nhận các giá trị là 0.3096 và 0.3784 cho thấy biến động về tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ phụ thuộc vào 30.96% biến động từ các giá trị biến động trong 1 ngày trước đó và 37.84% biến động từ các giá trị biến động tại thời điểm 2 ngày trước đó.
5.6.3. Ước lượng độ biến động của bất ổn lãi suất và tỷ giá lên biến động tỷ suất sinh lợi của mã ACB. sinh lợi của mã ACB.
Bảng 5.18: Kết quả ƣớc lƣợng biến động cho mã ACB
Coefficient Prob. C 0.00003 0.00060 𝜀𝑡−12 0.29438 0.00000 𝜀𝑡−22 0.18220 0.00000 INT2 0.16884 0.00000 FX2 -0.86697 0.00000 Từ Bảng 5.18 kết quả thấy rằng:
— Hai số hạng phần dư từ 2 thời điểm trễ trước đó là 𝜀𝑡−12 và 𝜀𝑡−22 vẫn có tác động dương và có ý nghĩa thống kê cao (p – value đều là 0.0000), cho thấy biến động phương sai vẫn chịu ảnh hưởng từ các giá trị trong quá khứ.
— Giá trị của biến INT2
= 0.16884 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0000). Điều này cho thấy biến động của lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm trên thị trường sẽ tác động cùng chiều đến biến động tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB 16.884%, hay nói cách khác, khi lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 1 năm biến động 1% thì tỷ suất sinh lợi của chứng khoán ngân hàng ACB sẽ tăng 0.16884% mức biến động.
— Giá trị của biến FX2
= -0.86697 có ý nghĩa thống kê cao (p – value =