CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Kết quả nghiên cứu của mơ hình
4.1.3 Phân tích kết quả nghiên cứu hồi quy của mơ hìn hở mức độ thị trường
Trong phần này, đề tài sử dụng hồi quy OLS để xem xét phản ứng của thị trường chứng khoán mà cụ thể là phản ứng của tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN – Index và HNX – Index đối với sự thay đổi lãi suất công cụ thị trưởng mở. Mẫu nghiên cứu bao gồm 46 thay đổi lãi suất trong giai đoạn từ tháng 4 năm 2008 đến tháng 07 năm 2013.
Bảng 4.12 trình bày các kết quả hồi quy của tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN- Index và HNX-Index đối với thay đổi lãi suất cơng cụ thị trường mở trong mơ hình
(3.1) & mơ hình (3.2) và các yếu tố được mong đợi và khơng được mong đợi trong mơ hình (3.3) & mơ hình (3.4).
Bảng 4.12: Phản ứng của thị trường chứng khoán đối với thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.
Biến phụ thuộc: R_VNINDEX/ R_HNXINDEX Biến giải
thích
Mơ hình (3.1) Mơ hình (3.2) Mơ hình (3.3) Mơ hình (3.4)
C- Tung độ góc
-0.088 (0.254) -0.003 (0.338) -0.108 (0.255) -0.048 (0.329)
I- I- Thay đổi lãi suất công cụ thị trường mở
-0.155 (0.314) -0.133 (0.418)
IU- Thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở
0.084 (0.388) 0.431 (0.501)
IE- Thay đổi được mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở -0.371 (0.375) -0.639 (0.484) R2 0.005 0.002 0.030 0.080 R2 hiệu chỉnh -0.017 -0.020 -0.014 0.037 n- số quan sát 46 46 46 46 Ghi chú: + (***), (**), (*) là mức ý nghĩa α=1%, 5%, 10%
Mẫu bao gồm 46 thay đổi lãi suất trong giai đoạn từ tháng 04 năm 2008 đến tháng 07 năm 2013. Như thể hiện trong bảng 4.12:
- Ở mơ hình 3.1: hệ số về thay đổi lãi suất trong mơ hình 3.1 là ngược chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN-Index và khơng có ý nghĩa thống kê do p-value = 0.6235 > 0.05. Kết quả mơ hình 3.1 cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN- Index phản ứng ngược chiều đối với sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở nhưng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả kiểm định White ở phụ lục 3 cho thấy giá trị p-value =0.9183 > 0.05 nên mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.
- Ở mơ hình 3.2: hệ số về thay đổi lãi suất trong mơ hình 3.2 là ngược chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số HNX-Index và khơng có ý nghĩa thống kê do p-value = 0.7515 > 0.05. Kết quả mơ hình 3.2 cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của chỉ số HNX-Index phản ứng ngược chiều đối với sự thay đổi trong lãi suất cơng cụ thị trường mở nhưng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả kiểm định White ở phụ lục 4 cho thấy giá trị p-value =0.7106 > 0.05 nên mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.
- Ở mơ hình 3.3: hệ số về thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở là cùng chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN-Index và thay đổi được mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở là ngược chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN-Index nhưng cả hai đều khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả mơ hình 3.3 cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN-Index phản ứng cùng chiều với sự thay đổi không mong đợi và phản ứng ngược chiều với sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất cơng cụ thị trường mở nhưng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả kiểm định White ở phụ lục 5 cho thấy giá trị p-value =0.7435 > 0.05 nên mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.
- Ở mơ hình 3.4: hệ số về thay đổi khơng mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở là cùng chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số HNX-Index, trong khi đó hệ số về thay đổi mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở lại ngược chiều với tỷ suất sinh lợi của chỉ số HNX-Index nhưng cả hai đều khơng có ý nghĩa thống kê.
Kết quả mơ hình 3.4 cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi của chỉ số HNX-Index phản ứng cùng chiều với sự thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở và phản ứng ngược chiều với sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở nhưng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả kiểm định White ở phụ lục 6 cho thấy giá trị p-value =0.9492 > 0.05 nên mơ hình khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Tóm lại, ở mức độ thị trường kết quả hồi quy cho thấy rằng: sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu. Và khi tách yếu tố sự thay đổi lãi suất thành sự thay đổi mong đợi và sự thay đổi không mong đợi trong lãi suất thì kết quả cũng khơng thay đổi.
4.1.4 Phân tích kết quả nghiên cứu hồi quy của mơ hình ở mức độ cơng ty
Trong phần này, đề tài xem xét ảnh hưởng của sự thay đổi lãi suất công cụ thị trường mở lên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ở mức độ công ty.
Bảng 4.13 trình bày kết quả hồi quy của tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở mức độ công ty với sự thay đổi lãi suất trong mơ hình (3.7) và các yếu tố không mong đợi và được mong đợi trong mơ hình (3.8). Mẫu quan sát gồm 1.532 công ty trong giai đoạn từ tháng 11/2010 đến tháng 05/2013.
Bảng 4.13: Phản ứng của tỷ suất sinh lợi hàng ngày của từng cổ phiếu đối với sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở của Ngân hàng Nhà nước Việt
Nam.
Biến phụ thuộc: Rcp
Biến giải thích Mơ hình (3.7) Mơ hình (3.8)
C- tung độ góc 0.351 (0.175)(**) 0.013 (0.186)
I- thay đổi lãi suất công
cụ thị trường mở -0.433 (0.076)(***) -
BMV- tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
-0.290 (0.079)(***) -0.277 (0.079)(***)
RISK- rủi ro -0.445 (0.148)(***) -0.481 (0.147)(***)
IU- thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ
thị trường mở
- -0.585 (0.081)(***)
IE- thay đổi mong đợi trong lãi suất công cụ thị
trường mở - 0.748 (0.245)(***) R2 0.037 0.053 R2 hiệu chỉnh 0.035 0.051 n- số quan sát 1.532 1.532 Ghi chú: + (***), (**), (*) là mức ý nghĩa α=1%, 5%, 10% + Sai số chuẩn trong dấu ngoặc
Kết quả kiểm định White trong bảng 4.13 cho thấy giá trị p-value (mơ hình 3.7)=0.0046 < 0.05 và p-value (mơ hình 3.8) =0.0006<0.05 nên bác bỏ giả thiết phương sai khơng đổi, do đó mơ hình 3.7 và 3.8 đều bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, đề tài sử dụng phương pháp FGLS ( bình phương tối thiểu tổng quát). Phương pháp FGLS cũng là ước lượng bình phương tối thiểu có trọng số (wt= 1)
t
, với σt khơng biết trước, do đó trước tiên phải có các ước lượng của σt.
Sau khi sử dụng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi, ta thu được kết quả như trong bảng 4.14.
Bảng 4.14: Phản ứng của tỷ suất sinh lợi hàng ngày của từng cổ phiếu đối với sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở của Ngân hàng Nhà nước Việt
Nam sau khi khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi.
Biến phụ thuộc: Rcp
Biến giải thích Mơ hình (3.7) Mơ hình (3.8)
C- tung độ góc 0.368 (0.187)(**) 0.019 (0.195)
I- thay đổi lãi suất công
cụ thị trường mở -0.447 (0.079)(***) -
BMV- tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
-0.315 (0.086)(***) -0.304 (0.086)(***)
RISK- rủi ro -0.420 (0.163)(***) -0.449 (0.162)(***)
IU- thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ
thị trường mở
- -0.596 (0.083)(***)
IE- thay đổi mong đợi trong lãi suất công cụ thị
trường mở - 0.757 (0.232)(***) R2 0.037 0.053 R2 hiệu chỉnh 0.035 0.050 n- số quan sát 1.532 1.532 Ghi chú: + (***), (**), (*) là mức ý nghĩa α=1%, 5%, 10% + Sai số chuẩn trong dấu ngoặc
Kết quả kiểm định White trong bảng 4.14 cho thấy giá trị p-value (mơ hình 3.7)=0.6925 > 0.05 và p-value (mơ hình 3.8) =0.9936 > 0.05 nên khơng có cơ sở để bác bỏ giả thiết phương sai khơng đổi, do đó mơ hình 3.7 và 3.8 đều khơng cịn bị hiện tượng phương sai thay đổi.
Như thể hiện trong bảng 4.14:
- Ở mơ hình 3.7: cho thấy tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu phản ứng ngược chiều với sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở. Khi lãi suất công cụ thị trường
mở tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu giảm hoặc tăng 0.447 với mức ý nghĩa 1%.
Kết quả hồi quy của mơ hình 3.7 cho kết quả hệ số Durbin-Watson = 1.89 mà 1 < 1.89 < 3, do đó mơ hình 3.7 khơng bị hiện tượng tự tương quan.
- Ở mơ hình 3.8: khi lãi suất được tách thành các yếu tố không mong đợi và được mong đợi thì kết quả hồi quy cho thấy tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu phản ứng ngược chiều với sự thay đổi không mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở và phản ứng cùng chiều với sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất công cụ thị trường mở. Khi lãi suất không mong đợi trên thị trường mở tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu giảm hoặc tăng 0.596 với mức ý nghĩa 1% và khi lãi suất được mong đợi trên thị trường mở tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu cũng tăng hoặc giảm 0.757 với mức ý nghĩa 1%.
Kết quả hồi quy của mơ hình 3.8 cho kết quả hệ số Durbin-Watson = 1.94 mà 1 < 1.94 < 3, do đó mơ hình 3.8 khơng bị hiện tượng tự tương quan.
Tóm lại, ở mức độ cơng ty kết quả hồi quy cho thấy rằng: sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu. Và khi tách yếu tố sự thay đổi lãi suất thành sự thay đổi không mong đợi và sự thay đổi mong đợi trong lãi suất thì kết quả hồi quy cho thấy sự thay đổi không mong đợi trong lãi suất cơng cụ thị trường mở có ảnh hưởng tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trong khi đó sự thay đổi mong đợi trong lãi suất cơng cụ thị trường mở lại ảnh hưởng tích cực đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
4.2 Tóm lược kết quả nghiên cứu và so sánh với các nghiên cứu thực nghiệm khác
Từ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm, đề tài đã trả lời được hai câu hỏi nghiên cứu, đó là sự thay đổi trong lãi suất cơng cụ thị trường mở không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở mức độ thị trường nhưng lại ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở mức độ công ty.
- Đầu tiên, ở mức độ thị trường, một sự thay đổi trong lãi suất công cụ thị trường mở sẽ tạo nên sự biến động ngược chiều trong tỷ suất sinh lợi thị trường nhưng khơng có ý nghĩa thống kê.
Với kết quả thể hiện trong Bảng 4.12, hệ số về thay đổi lãi suất trình bày trong mơ hình (3.1) và (3.2) là ngược chiều; tuy nhiên cả hai kết quả của chỉ số VN-Index và HNX-Index đều khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả của mơ hình 3.1 và mơ hình 3.2 trong bảng 4.12 khác với nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cho rằng thị trường chứng khoán Thái Lan phản ứng ngược chiều đối với sự thay đổi lãi suất của Ngân hàng trung ương Thái Lan, ở mức ý nghĩa 10%. Tuy nhiên kết quả của mơ hình (3.1) và mơ hình (3.2) trong bảng 4.12 lại giống với nghiên cứu của Bernanke và Kuttner (2005) cho rằng thị trường phản ứng với sự thay đổi lãi suất mục tiêu của Fed là ngược chiều và khơng có ý nghĩa thống kê.
Trong mơ hình (3.3) và (3.4), khi lãi suất được tách thành các yếu tố không được mong đợi và được mong đợi, thì hệ số thay đổi lãi suất không được mong đợi và được mong đợi của chỉ số VN – Index lần lượt là 0.084 và -0.371, con số này thể hiện sự biến động cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với sự thay đổi lãi suất không mong đợi và biến động ngược chiều giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với sự thay đổi lãi suất được mong đợi trên thị trường mở. Tương tự, với VN – Index, hệ số thay đổi lãi suất không được mong đợi và được mong đợi của chỉ số HNX – Index lần lượt là 0.431 và -0.639, con số này thể hiện sự biến động cùng chiều giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với sự thay đổi lãi suất không mong đợi và sự biến động ngược chiều giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với sự thay đổi lãi suất được mong đợi trên thị trường mở. Tuy nhiên, cả hai hệ số này của cả chỉ số VN – Index và HNX-Index đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong khi nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cho rằng sự thay đổi lãi suất được mong đợi phản ứng ngược chiều với tỷ suất sinh lợi chứng khoán ở mức độ thị trường, hệ số này (-2.11%) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và hệ số về thay đổi lãi suất không được mong đợi là -0.07% và khơng có ý nghĩa
thống kê. Như vậy đề tài cho thấy rằng những thay đổi không mong đợi và được mong đợi trong lãi suất không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán ở mức độ thị trường, điều này trái ngược với nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cho rằng sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất phản ứng ngược chiều với tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Và kết quả này của đề tài cũng trái ngược với nghiên cứu của Basistha và Kurov (2008) khi cho rằng có một mối quan hệ ngược chiều giữa yếu tố bất ngờ của lãi suất của Fed và tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Tuy nhiên, kết quả này một phần giống với nghiên cứu của Bernanke và Kuttner (2005) cho rằng những thay đổi được mong đợi trong lãi suất không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi chứng khốn.
- Tiếp theo, ở mức độ cơng ty, một sự thay đổi trong lãi suất thị trường mở cũng tạo nên sự biến động ngược chiều trong tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu. Với kết quả thể hiện trong Bảng 4.14, hệ số về thay đổi lãi suất trình bày trong mơ hình (3.7) là ngược chiều với tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này giống với nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cho rằng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ở Thái Lan phản ứng ngược chiều đối với sự thay đổi lãi suất của Ngân hàng Trung ương Thái Lan. Các hệ số beta, giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trong mơ hình 3.7 đều có ý nghĩa thống kê. Điều này khác với nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) kết luận hệ số rủi ro và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường khơng có ý nghĩa thống kê. Trong mơ hình 3.8, khi chúng ta tách thay đổi lãi suất thành thay đổi không được mong đợi và được mong đợi, sự thay đổi không được mong đợi trong lãi suất là -0.596 thể hiện biến động ngược chiều với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với mức ý nghĩa 1%. Trái lại, hệ số sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất là 0.757 thể hiện biến động cùng chiều với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu cũng với mức ý nghĩa 1%. Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Chaiporn Vithessonthi và Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cho rằng sự thay đổi không được mong đợi trong lãi suất là 0.500 thể hiện biến động cùng chiều với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với mức ý
nghĩa 5% và hệ số sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất là -0.771 thể hiện biến động ngược chiều với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với mức ý nghĩa 1%. Tuy nhiên kết quả phù hợp với các nghiên cứu trước cho rằng thay đổi không mong đợi trong lãi suất mục tiêu của Fed có ảnh hưởng quan trọng và tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu (Basistha và Kurov, 2008; Bernanke và Kuttner, 2005; Chuliá et