CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.6. Các phương pháp kiểm định
Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng, sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian, mơ hình hồi quy tuyến tính bình phương bé nhất OLS để kiểm định và đánh giá khả năng giải thích của các mơ hình.
Tác giả sử dụng phần mềm Excel để tính tốn các dữ liệu cần thiết, sau đó sử dụng phần mềm STATA 11 để phân tích dữ liệu và chạy mơ hình hồi quy.
Việc tiến hành phân tích muốn đạt được độ tin cậy cao, tác giả sẽ thực hiện các phương pháp kiểm định như sau:
Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Mục đích kiểm định:
Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, một mơ hình chỉ tốt khi phân tích trên các dữ liệu dừng. Một chuỗi thời gian khơng dừng sẽ có giá trị trung bình thay đổi theo thời gian, hoặc giá trị phương sai thay đổi theo thời gian hoặc cả hai. Và khi đó chúng ta khơng thể sử dụng những mẫu dữ liệu trong quá khứ để dự báo cho tương lai, từ đó cũng sẽ khơng thể tìm kiếm được những danh mục có TSSL vượt trội nếu như bản thân dữ liệu luôn thay đổi.
Do vậy kiểm định tính dừng là bước đầu tiên để có thể ra quyết định có nên sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ hay không.
Phương pháp kiểm định:
Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test), dùng tiêu chuẩn kiểm định Dickey – Fuller mở rộng (ADF) và thống kê t-statistic trong phần mềm Stata để kiểm định tính dừng của các chuỗi TSSL của các biến giải thích.
Kiểm định đa cộng tuyến
Mục đích kiểm định:
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 tương quan với nhau. Mỗi biến độc lập chứa thơng tin giải thích riêng về biến phụ thuộc và thơng tin này không chứa trong các biến độc lập khác. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến nhằm kiểm tra xem các biến có độc lập với nhau trong việc giải thích cho biến phụ thuộc hay không.
Phương pháp kiểm định:
Tác giả sử dụng phương pháp thừa số phóng đại phương sai VIF (Variance Inflation Factor) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến:
VIFi = 1
1 – Ri2
Trong đó R2i là hệ số xác định trong hồi quy tuyến tính của biến giải thích Xi theo tất cả các biến giải thích cịn lại.
VIF càng lớn càng có khả năng có hiện tượng đa cộng tuyến cao vì Ri2 1. Do đó, khi VIF ≥ 10 thì Ri2 ≥ 0.9 được xem là đa cộng tuyến cao.
Kiểm định tự tương quan của các phần dư
Mục đích kiểm định:
Giả định của mơ hình hồi quy OLS là các phần dư ei khơng có tương quan nhau để đảm bảo cho các Ri2 thu được có giá trị đáng tin cậy.
Phương pháp kiểm định:
Tác giả kiểm định tự tương quan của phần dư thông qua tham số Durbin– Watson (d) trong kết quả hồi quy.
Tham số kiểm định d khác giá trị 2 càng nhiều thì càng có nguy cơ có tính tự tương cao quan của các phần dư. Nếu tham số d nằm trong khoảng [1,3] thì tác giả có thể kết luận khơng có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Mục đích kiểm định: kiểm định giả thiết về sự không thay đổi của phương sai. Phương pháp kiểm định:
Tác giả tiến hành kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định White trong phần mềm Stata.
Giả thuyết : H0: có phương sai sai số thay đổi
H1: khơng có phương sai sai số thay đổi
Dựa theo kết quả ước lượng mơ hình, tác giả xem mức ý nghĩa p-value của từng biến. Nếu: p-value ≤ 0.05 bác bỏ Ho có phương sai sai số thay đổi
CHƯƠNG 4
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 4.1. Thống kê mô tả dữ liệu
Bảng 4.1: Lượng cổ phiếu trong các danh mục đầu tư qua các năm 2008 – 06.2013
Cuối năm 12/2008 12/2009 12/2010 12/2011 12/2012 6/2013 Vốn hóa (tỷ VND) 109,754 185,967 195,893 168,740 230,449 230,449 Các công ty niêm yết 166 166 166 166 166 166
Số lượng CP trong DM được phân loại theo quy mô-BE/ME S/L 27 69 43 4 3 10 S/H 56 14 40 79 80 73 B/L 56 77 70 30 34 43 B/H 27 6 13 53 49 40 Total 166 166 166 166 166 166
Số lượng CP trong DM được phân loại theo tỷ suất sinh lợi
quá khứ
Winners 50 34 136 58 57 20
Middle 66 44 25 36 68 62
Losers 50 88 5 72 41 84
Total 166 166 166 166 166 166
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính tác giả mua từ CTCP Tài Việt. Bảng 4.1 cho thấy một cái nhìn tổng quát quy mơ của thị trường chứng khốn Việt Nam tại thời điểm cuối mỗi năm trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2008 đến tháng 06/2013 với 166 công ty được lựa chọn, số lượng cổ phiếu ở mỗi 4 danh mục đầu tư phân loại theo quy mô – BE/ME và số lượng cổ phiếu ở mỗi 3 danh mục đầu tư (Winners, Midlle, Losers) được phân loại theo TSSL quá khứ.
Bảng 4.1 thể hiện giá trị vốn hóa thị trường được tính đến cuối tháng 12 của mỗi năm, riêng năm 2013 tác giả chỉ thu thập được dữ liệu đến tháng 6/2013. Do đó, vốn hóa thị trường tính đến tháng 6/2013 được lấy bằng với vốn hóa thị trường tại thời điểm tháng 12/2012.
Chỉ bốn danh mục đầu tư được tạo lập sử dụng các cổ phiếu tại điểm giao nhau của nhóm quy mơ và BE/ME (S/H, S/L, B/H, B/L) thay vì 25 danh mục được sử dụng bởi Fama và French bởi số lượng cổ phiếu khá nhỏ trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này là phù hợp với các phiên bản linh hoạt khác nhau của Fama – French (1993) cho những thị trường nhỏ.
Bảng 4.2: Đặc tính của 4 danh mục đầu tư phân loại theo quy mô và BE/ME
LowBE/ME HighBE/ME
Bảng A. Số lượng công ty trung bình hàng năm trong danh mục
Small 27 56
Big 52 31
Bảng B: Vốn hóa trung bình hàng năm (VND)
Small 18,138,775,575 10,930,127,683
Big 576,424,154,287 94,833,684,673
Bảng C: Tỷ số giá trị sổ sách trên vốn hóa thị trường trung bình hàng năm
Small 0.83 2.23
Big 0.70 1.82
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính tác giả mua từ CTCP Tài Việt. Bảng 4.2 tóm tắt các đặc tính của bốn danh mục đầu tư được phân loại theo quy mô và BE/ME.
Bảng A cho thấy rằng số lượng cơng ty trung bình hàng năm trong mỗi danh mục đầu tư dao động từ 27 công ty đối với danh mục S/L cho đến 56 công ty đối với danh mục S/H và dao động từ 31 công ty đối với danh mục B/H đến 52 công ty đối với danh mục B/L.
Bảng B cho thấy giá trị vốn hóa thị trường trung bình của các cơng ty trong danh mục đầu tư dao động từ 18,138,775,575 VND đối với danh mục S/L lên đến 576,424,154,287 VND đối với danh mục B/L; và từ 10,930,127,683 VND đối với danh mục S/H lên đến 94,833,684,673 VND đối với danh mục B/H. Bảng B cũng cho thấy rằng quy mơ có khuynh hướng có tương quan dương với BE/ME đối với cả nhóm quy mơ nhỏ và nhóm quy mơ lớn. Bảng C cho thấy rằng BE/ME kiểm sốt tốt đối với cả hai loại quy mô lớn và nhỏ. Tuy nhiên cần đi vào phân tích chi tiết các kết quả hồi quy để có thể kết luận cụ thể.
Bảng 4.3: Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của 4 danh mục đầu tư
Tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng (%)
Low BE/ME High BE/ME High BE/ME minus
Low BE/ME
Small 0.008090 -0.017367 -0.025457
Big 0.007190 -0.013497 -0.020687
Small minus Big 0.000900 -0.003870
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính tác giả mua từ CTCP Tài Việt. Bảng 4.3 trình bày tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của bốn danh mục đầu tư S/L, S/H, B/L, B/H với kỳ quan sát là 66 tháng. Trong đó đáng chú ý là giá trị TSSL trung bình của danh mục S/L, B/L là dương và danh mục S/H, B/H là âm trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này cho thấy danh mục có tỷ số BE/ME thấp thì có TSSL cao hơn.
Tác động của hiệu ứng BE/ME thể hiện rất rõ ràng. TSSL trung bình hàng tháng giảm từ danh mục đầu tư có BE/ME thấp đến danh mục đầu tư có BE/ME cao đối với cả các cổ phiếu nhỏ và lớn. Danh mục S/L từ 0.008090 giảm xuống -0.017367 ở danh mục S/H và danh mục B/L từ 0.007190 giảm xuống đến -0.013497 ở danh mục B/H.
Tuy nhiên, ảnh hưởng của hiệu ứng quy mô không mạnh bằng. Các công ty nhỏ hoạt động tốt hơn các công ty lớn trong danh mục BE/ME thấp thể hiện ở TSSL giảm từ 0.008090 với danh mục S/L còn 0.007190 với danh mục B/L. Tuy nhiên chênh lệnh lợi nhuận không đáng kể về mặt thống kê. Cả hai danh mục S/H và B/H đều có tỷ suất sinh lợi trung bình âm, trong đó tỷ suất sinh lợi của danh mục B/H là âm thấp hơn tuy không đáng kể.
Bảng 4.4: Thống kê mô tả các nhân tố
Mean Std. Dev. Min Max
Rm-Rf -0.01378 0.11487 -0.25454 0.34336
SMB -0.00149 0.04028 -0.08607 0.11119
HML -0.02307 0.03996 -0.18041 0.09113
WML 0.24072 0.07761 0.01774 0.59585
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính của CTCP Tài Việt và sử dụng phần mềm Stata 11.
Bảng 4.4 thống kê TSSL của bốn nhân tố giải thích là: nhân tố thị trường Rm- Rf, nhân tố quy mô SMB, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML và nhân tố xu hướng lợi nhuận quá khứ WML.
TSSL trung bình của ba nhân tố Rm-Rf, nhân tố SMB và nhân tố HML có giá trị âm trong khoảng thời gian nghiên cứu. Điều này cho thấy danh mục có quy mơ lớn và tỷ số BE/ME thấp thì có TSSL cao hơn. Giá trị trung bình của nhân tố HML là âm lớn nhất (-2.307%), điều này có nghĩa là có một quan hệ nghịch giữa tỷ số BE/ME và
thấp hơn các công ty tăng trưởng. Kết quả này ngược với kết quả nghiên cứu của Fama-French. Sự khác biệt này có thể do đặc trưng phát triển của TTCK VN.
Đáng chú ý là trong khi các TSSL trung bình của các nhân tố khác đều có giá trị âm thì giá trị trung bình của nhân tố WML có giá trị dương, điều này có nghĩa là các cổ phiếu tăng giá sẽ cho TSSL cao hơn các cổ phiếu giảm giá. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn khá cao (7.76%) so với các nhân tố còn lại cho thấy độ rủi ro cũng cao tương ứng.
Độ lệch chuẩn của nhân tố Rm-Rf là cao nhất trong bốn nhân tố (11.48%) cho thấy rủi ro cao khá cao của TTCK VN.
4.2. Kết quả hồi quy nhân tố quy mơ và nhân tố giá trị theo mơ hình CAPM và mơ hình 3 nhân tố Fama – French trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai mơ hình 3 nhân tố Fama – French trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 01/2008 – 06/2013
4.2.1 Hồi quy theo mơ hình CAPM: Ri – Rf = i + (Rm - Rf ) + i Bảng 4.5: Hồi quy TSSL 4 danh mục theo mơ hình CAPM
(p-value) BE/ME Low High Hệ số chặn (α) Small 0.014 -0.012 (0.022) (0.000) Big 0.012 -0.009 (0.000) (0.051)
Hệ số hồi quy beta (β)
Small 1.016 0.968 (0.000) (0.000) Big 0.954 0.942 (0.000) (0.000) Hệ số R2 hiệu chỉnh Small 0.860 0.950 Big 0.950 0.900
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính của CTCP Tài Việt và sử dụng phần mềm Stata 11.
Tác giả hồi quy TSSL của bốn danh mục theo nhân tố thị trường để xem xét khả năng giải thích của nhân tố thị trường lên sự thay đổi của TSSL các cổ phiếu trên TTCK VN trong giai đoạn nghiên cứu.
Bảng 4.5 cho thấy các kết quả hồi quy từ mơ hình CAPM như sau:
Các hệ số chặn α của 2 danh mục S/H và B/L có ý nghĩa thống kê ở mức 1%,
Hệ số chặn α của danh mục S/L có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trừ danh mục B/H (p- value = 0.051 > α = 0.05) có ý nghĩa ở mức 10%.
Các hệ số chặn α của danh mục có tỷ số BE/ME thấp (S/L và B/L) đều có giá trị
dương (0.014 và 0.012), các hệ số chặn α của hai danh mục có tỷ số BE/ME cao (S/H và B/H) có giá trị α âm (-0.012 và -0.009).
Các hệ số beta có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, có giá trị dương và xấp xỉ bằng
1, cho thấy rằng các danh mục này có độ biến động gần với danh mục thị trường.
R2 hiệu chỉnh khá cao, dao động từ thấp nhất là 86% (danh mục S/L) đến 95%
(danh mục B/L) cho thấy TSSL vượt trội của danh mục thị trường giải thích khá tốt cho những thay đổi trong TSSL vượt trội của các danh mục.
Tuy nhiên, đa số hệ số chặn đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%, trừ danh mục B/H có ý nghĩa ở mức 10%, chứng tỏ ngoài nhân tố thị trường cịn có những nhân tố khác giải thích cho TSSL vượt trội.
4.2.2. Hồi quy theo mơ hình 3 nhân tố Fama – French
Tác giả hồi quy TSSL của 4 danh mục theo nhân tố thị trường thêm hai nhân tố SMB và HML để xem xét khả năng giải thích ba nhân tố này lên sự thay đổi của TSSL các cổ phiếu trên TTCK VN trong giai đoạn nghiên cứu.
Bảng 4.6 cho thấy các kết quả hồi quy từ mơ hình 3 nhân tố Fama – French như sau:
Bảng 4.6: Hồi quy TTSL của 4 danh mục theo mơ hình Fama – French
Ri – Rf = i + βi (Rm - Rf) + si(SMB) + hi(HML) + i
(p-value) BE/ME Low High Hệ số chặn (α) Small -0.001 0.001 (0.770) (0.771) Big 0.001 -0.001 (0.771) (0.770)
Hệ số hồi quy beta (β)
Small 0.974 0.966 (0.000) (0.000) Big 0.966 0.974 (0.000) (0.000) Hệ số hồi quy si Small 0.531 0.424 (0.000) (0.000) Big -0.576 -0.469 (0.000) (0.000) Hệ số hồi quy hi Small -0.642 0.545 (0.000) (0.000) Big -0.455 0.358 (0.000) (0.000) Hệ số R2 hiệu chỉnh Small 0.970 0.980 Big 0.980 0.960
Nguồn: Tác giả tính tốn dựa vào số liệu được cung cấp qua gói dữ liệu tài chính tác giả mua từ CTCP Tài Việt và sử dụng phần mềm Stata 11.
Các hệ số chặn α dao động trong khoảng [-0.001, 0.001]. Tuy nhiên như mong
đợi, nhìn chung nó ít có ý nghĩa về mặt thống kê (p-value = 0.77 > α = 0.05).
Các hệ số beta, hệ số si và hi tồn bộ đều khác 0 và có ý nghĩa thống kê ở mức
1%, điều này cho thấy 3 nhân tố thị trường, SMB và HML đều giải thích cho những thay đổi của TSSL của các danh mục.
Hệ số beta nhân tố thị trường cả 4 danh mục đều dương và có giá trị lớn nhất
xấp xỉ bằng 1 cho thấy trong 3 nhân tố tác động đến sự biến thiên của TSSL vượt trội thì nhân tố thị trường giữ vai trò quan trọng nhất.
R2 hiệu chỉnh trong mẫu dao động từ 96% đến 98% tăng lên đáng kể so với R2 hiệu chỉnh trong mơ hình CAPM dao động từ 86% đến 95%. Tất cả các danh mục đầu tư đều cho thấy khả năng giải thích đáng kể so với mơ hình CAPM truyền thống.
Tác giả xem xét sự giải thích của nhân tố quy mô SMB đến sự biến thiên của TSSL vượt trội của cổ phiếu với trường hợp BE/ME không đổi:
Hai danh mục có quy mơ nhỏ (S/L và S/H) có hệ số si cao và mang giá trị dương (0.531 và 0.424) so với hệ số si nhỏ và mang giá trị âm (-0.576 và -0.469) của hai danh mục có quy mơ lớn (B/L và B/H). Theo kết quả trên, tác giả nhận thấy hiệu ứng quy