Kết quả nghiên cứu mơ hình CAPM và mơ hình 3 nhân- 123docz.net

Fama-French trên trị trường chứng khoán Việt Nam. 4.1 Kết quả thống kê về các nhân tố rủi ro và TSSL của các danh mục theo quy mô

và tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường

4.1.1 Quy mơ trung bình của từng danh mục theo ME và BE/ME

Bảng 4.1: Quy mơ trung bình của mỗi danh mục trong giai đoạn 2005-2012: Đơn vị tính: tỷ đồng Năm S/L S/H B/L B/H 2005 107 422 3,277 1,115 2006 532 1,106 46,116 2,605 2007 3,775 6,982 295,341 30,859 2008 3,348 6,845 228,835 29,246 2009 4,710 8,064 351,920 30,011 2010 10,904 14,628 515,714 82,999 2011 6,731 10,819 550,392 47,002 2012 4,565 9,047 593,419 32,300

Nguồn: Tác giả tính tốn, dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp thơng qua gói sản phẩm dữ liệu tài chính mà tác giả mua từ Cơng ty cổ phần Tài Việt.

Bảng 4.2: Tỷ lệ quy mô của từng danh mục so với quy mơ của tồn thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2005-2012.

Năm S/L S/H B/L B/H 2005 2.17% 8.58% 66.59% 22.65% 2006 1.06% 2.20% 91.57% 5.17% 2007 1.12% 2.07% 87.65% 9.16% 2008 1.25% 2.55% 85.30% 10.90% 2009 1.19% 2.04% 89.16% 7.60% 2010 1.75% 2.34% 82.61% 13.30% 2011 1.09% 1.76% 89.50% 7.64% 2012 0.71% 1.42% 92.82% 5.05% % Trung bình 1.29% 2.87% 85.65% 10.19%

Nhìn vào bảng 4.2 ta thấy quy mơ trung bình của mỗi danh mục tăng mạnh trong năm 2007 và giảm đáng kể ở danh mục có quy mơ lớn (B/L) trong năm 2008, cịn danh mục có quy mơ nhỏ S/L giảm khơng đáng kể. Năm 2008 là năm khủng hoảng của tài chình tồn cầu và thị trường chứng khoán Việt Nam cũng nằm trong xu hướng giảm. Giá trị thị trường của mỗi danh mục đã tăng trở lại trong giai đoạn 2009-2010 là vì phần lớn số lượng các cổ phiếu tăng lên đáng kể. Trong giai đoạn 2011-2012 thị trường tiếp tục điều chỉnh khiến quy mô 3 danh mục (S/L, S/H và B/H) giảm đáng kể trong 2 năm này, mặc dù vậy danh mục B/L vẫn tiếp tục tăng. Bên cạnh đó, nếu quan sát quy mơ danh mục B/L so với B/H, ta thấy có sự chênh lệch lớn về quy mô của 2 danh mục này, nguyên nhân chủ yếu của sự chênh lệch này là do những cổ phiểu có quy mơ lớn nhất của thị trường lại được xếp vào danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp (như: DPM, ACB, STB, EIB, BVH, VNM, VCB, MSN…..) vì vậy khiến cho quy mô của danh mục này lớn gấp nhiều lần so với danh mục B/H.

4.1.2 Tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường trung bình của các danh mục theo ME và BE/ME

Bảng 4.3: Giá trị sổ sách trên giá thị trường trung bình của mỗi danh mục giai đoạn 2005-2012. Năm S/L S/H B/L B/H 2005 0.65 0.93 0.61 0.87 2006 0.41 0.67 0.30 0.64 2007 0.25 0.54 0.20 0.44 2008 0.62 1.10 0.50 1.11 2009 0.73 1.32 0.60 1.30 2010 0.58 1.06 0.51 1.01 2011 1.09 2.10 0.92 1.92 2012 1.30 2.73 1.07 2.40

Nguồn: Tác giả tính tốn, dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp thơng qua gói sản phẩm dữ liệu tài chính mà tác giả mua từ Công ty cổ phần Tài Việt.

Ta thấy tỷ số BE/ME của các danh mục trong giai đoạn 2005-2007 thấp, thấp nhất là năm 2007. Trong giai đoạn này, giá trị sổ sách của các cổ phiếu trong 4 danh mục hầu như thấp hơn so với giá thị trường, điều này phù hợp với thực tế của giai đoạn tăng

trưởng nóng của thị trường chứng khốn Việt Nam, sự kỳ vọng cao của các nhà đầu tư vào cổ phiếu đã dẫn đến hệ quả là giá thị trường cổ phiếu cao hơn so với giá trị sổ sách của cổ phiếu. Giai đoạn 2008-2010 cho thấy tỷ số này tăng lên nhưng vẫn dưới 1 đối với danh mục S/L và B/L, và danh mục S/H và B/H xoay quanh 1, khi nhà đầu tư nhận ra giá cổ phiếu đang được định giá quá cao so với giá trị thật thì nhà đầu tư hành động để đưa giá về gần với giá trị thật và đây là giai đoạn điều chỉnh của thị trường cổ phiếu, vốn hóa thị trường giảm đáng kể trong khoảng thời gian này. Đến giai đoạn, 2011-2012 tỷ số BE/ME tăng lên đáng kể và đa phần tỷ số các danh mục lớn hơn 1, ngoại trừ B/L cũng tăng tuy nhiên vẫn dưới 1 trong năm 2011, phải chăng các nhà đầu tư đã định giá quá thấp cổ phiếu khi mà giá thị trường của mục B/H chưa băng ½ giá sổ sách, thậm chí danh mục S/H giá thị trường cổ phiểu xuống khoảng 1/3 giá sổ sách.

4.1.3 Tỷ suất sinh lợi và rủi ro của các danh mục theo ME và BE/ME

Bảng: 4.4 Tỷ suất sinh lợi và rủi ro của 4 danh mục trong giai đoạn 2005-2012

2005-2007 Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Quy mô

Tỷ suất sinh lợi vượt trội

L H

Độ lệch chuẩn

L H

S 10.02% 3.51% 20.12% 16.32%

B 6.27% 2.61% 14.16% 13.91%

2008-2012 Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Quy mô

Tỷ suất sinh lợi vượt trội

L H

Độ lệch chuẩn

L H

S 1.36% -3.52% 14.21% 11.61%

B 0.24% -2.84% 13.09% 12.83%

2005-2012 Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Quy mô

Tỷ suất sinh lợi vượt trội

L H

Độ lệch chuẩn

L H

S 4.61% -0.89% 17.10% 13.91%

B 2.50% -0.80% 13.75% 13.43%

Theo kết quả thống kê từ bảng 4.4, giai đoạn 2005-2007 những danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp thì có TSSL vượt trội dương cao hơn so với TSSL của danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường cao trong giai đoạn 2005 - 2007, cịn hiệu ứng quy mơ thể hiện không đồng nhất giữa các danh mục quy mơ nhỏ, trong khi danh mục S/L có TSSL vượt trội dương cao và cao nhất so với 3 danh mục cịn lại thì danh mục S/H có TSSL vượt trội nhỏ hơn so với danh mục B/L, ta thấy, kết quả thống kê giai đoạn 2005-2007 không đồng nhất kết quả của mơ hình Fama và French. Xét về mối quan hệ giữa rủi ro và TSSL thì danh mục thể hiện phù hợp là danh mục S/L đạt được TSSL cao nhất 10,02% và rủi ro cũng cao nhất 20,12% và danh mục B/H với TSSL thấp nhất 2,61% và rủi ro thấp nhất 13,91%. Trong khi đó S/H có TSSL thấp hơn B/L nhưng lại có rủi ro cao hơn B/L.

Giai đoạn 2008-2012, TSSL vượt trội của các danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị thị trường thấp cũng đạt được TSSL vượt trội dương, trong khi những danh mục có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thì âm. Xét về hiệu ứng quy mô cũng không thể hiện sự nhất quán, trong khi danh mục S/L dương thì S/H lại âm cao nhất và kết quả trong giai đoạn này cũng khơng thống nhất với kết quả của mơ hình Fama và French. Nếu xét trong điều kiện trị tuyệt đối của TSSL vượt trội của các danh mục thì biến động cổ phiếu giai đoạn này không thể hiện được mối quan hệ giữa TSSL và rủi ro vì ta thấy độ lệch chuẩn của danh mục S/H là thấp nhất trong khi TSSL vượt trội lại biến động nhiều nhất -3,52%, còn danh mục S/L có độ lệch chuẩn cao nhất là 14,21% trong khi TSSL vượt trội lại dương 1,36% so với S/H và B/H có TSSL vượt trội âm. Nếu xét cả giai đoạn 2005-2012 thì chúng ta thấy được hiệu ứng tăng trưởng khi những danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp đạt được TSSL vượt trội cao hơn so với những danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao, hiệu ứng quy mô nhỏ cũng không thể hiện rõ ràng trong khi S/L có TSSL vượt trội cao nhất là 4,61% còn S/H lại âm -0,89% điều này không thống nhất với kết quả mơ hình Fama và French. Bên cạnh đó, ta xét mối quan hệ giữa rủi ro và TSSL cho cả giai đoạn nghiên

cứu chúng ta cũng thấy được đa số các danh mục đều thể hiện sự phù hợp của mối quan hệ TSSL càng cao thì rủi ro càng cao, mặc dù vậy rủi ro của danh mục S/H (13,91%) gần tương đương với rủi ro danh mục B/L (13,75%) nhưng TSSL lại thấp hơn rất nhiều so với danh mục S/L và B/L.

4.1.4 Tỷ suất sinh lợi và rủi ro 3 nhân tố giải thích

Bảng 4.5: Tỷ suất sinh lợi và rủi ro của 3 nhân tố giải thích

SMB HML Rm-Rf

Tỷ suất sinh lợi 0.01007 -0.04400 0.02053

Độ lệch chuẩn 0.07356 0.04861 0.13695

Nguồn: Tác giả tính tốn, dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp thơng qua gói sản phẩm dữ liệu tài chính mà tác giả mua từ Công ty cổ phần Tài Việt. Lãi suất phi rủi ro được thu thập từ ngân hàng Phát Triển Châu Á:

http://asianbondsonline.adb.org , mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators. Cơng ty chứng khốn Tân

Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx ). Mục Danh Sách Trái Phiếu Niêm Yết.

Theo kết quả bảng 4.5 trình bày rủi ro và tỷ suất sinh lợi, và mối tương quan giữa 3 nhân tố giải thích trên cả giai đoạn 2005-2012: nhân tố SMB, nhân tố HML và nhân tố thị trường (Rm-Rf). Tỷ suất sinh lợi vượt trội trung bình của danh mục thị trường là 0,20%/tháng (0,43%/tháng trong Fama và French (1993)) nhưng với một độ lệch chuẩn khá cao 13,69%/tháng (so với 4,54%/tháng trong Fama và French (1993)), điều này cho thấy rủi ro của một thị trường mới nổi như Việt Nam cao hơn nhiều so với thị trường Mỹ. Tỷ suất sinh lợi trung bình theo nhân tố HML là âm -4,4% (so với 0,4% trong Fama và French (1993)), với độ lệch chuẩn là 4,86% (so với 2,50% trong Fama và French (1993)). Bên cạnh đó, TSSL trung bình theo nhân tố SMB 1% (so với 0,27% trong Fama và French (1993)) nhưng với độ lệch chuẩn là 7,35% (so với 2,89% trong Fama và French (1993)), cao hơn TSSL theo nhân tố HML. Kết quả này dường như thể hiện hiệu ứng quy mô nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị trường thấp và điều này khác so với kết quả của Fama và French là hiệu ứng quy mô nhỏ và giá trị sổ sách trên giá thị trường cao. Điều này thách thức mơ hình 3 nhân tố Fama và French.

4.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của các biến trong mơ hình và tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian

Trong phân tích hồi quy, kiểm định tính dừng và hiện tượng đa cộng tuyến là những bước đầu tiên cần phải tiến hành.

Vì bản chất của phân tích hồi quy là xây dựng những dự báo cho tương lai. Một chuỗi không dừng sẽ khơng có giá trị thực tiễn bởi chúng ta khơng 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 được điều gì cho tương lai, từ đó cũng sẽ khơng thể tìm kiếm được những danh mục có tỷ suất sinh lợi vượt trội trung bình 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. Trong bài luận văn, tác giả sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị vì phương pháp này được sử dụng khá phổ biến để kiểm định một chuỗi thời gian dừng hay không.

Chúng ta dùng kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) trong eview để kiểm định tính dừng của các chuỗi tỷ suất sinh lợi độc lập và phụ thuộc.

Bảng 4.6: Các thống kê t_statistic dùng để kiểm định tính dừng

Các biến t-Statistic p-value

S/L -7.8051 0.0000 S/H -7.3678 0.0000 B/L -6.7844 0.0000 B/H -7.3121 0.0000 Rm-Rf -6.7544 0.0000 SMB -9.0295 0.0000 HML -7.9541 0.0000

Giá trị kiểm định tới hạn của thông kê t Mức ý nghĩa

1% 5% 10%

Nguồn từ bảng thống kê với n điều chỉnh: 95 2.629 1.986 1.661

http://asianbondsonline.adb.org , mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators. Cơng ty chứng khốn Tân

Trong các chuỗi thời gian của mỗi biến tác giả kiểm định tính dừng, theo kết quả bảng 4.6 giá trị tuyệt đối của t tính tốn đều lớn hơn giá trị tuyệt đối của t trong eview và t tra bảng ở tất cả các mức ý nghĩa (|t_statistic| > |t_critical|). Như vậy, các chuỗi kiểm định đều là chuỗi dừng và có mức ý nghĩa thống kê ngay cả mức ý nghĩa cao nhất 1% điều này tạo điều kiện thuận lợi để tác giả tiến hành các bước phân tích tiếp theo.

Bên cạnh kiểm định tính dừng, kiểm định hiện tượng 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 tương 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 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. Trường hợp xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến, chúng ta phải nhận diện và loại bỏ các biến có hệ số tương quan cao.

Bảng 4.7: Ma trận tương quan theo từng cặp giữa 3 nhân tố giải thích: SMB, HML và Rm-Rf. (Nguồn: tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu)

http://asianbondsonline.adb.org , mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators. Cơng ty chứng khốn Tân

Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx ). Mục Danh Sách Trái Phiếu Niêm Yết và phần mềm Eview 6.0

Theo kết quả bảng 4.7, hệ số tương quan giữa nhân tố SMB và Rm-Rf là âm -0,0013 (so với 0,32 trong Fama và French (1993)), giữa nhân tố HML và Rm-Rf là âm -0,36 (so với -0,38 trong Fama và French (1993)) và giữa nhân tố SMB và HML là -0,26 (so với -0.08 trong Fama và French (1993)). Tương quan giữa các cặp nhân tố thấp hơn so với trong nghiên cứu của Fama và French, ngoại trừ mối tương quan giữa SMB và HML là âm nhiều hơn, bên cạnh đó, theo kết quả ta thấy giá trị tuyệt đối của hệ số

Rm_Rf SMB HML

Rm_Rf 1.0000 -0.0013 -0.3617

SMB -0.0013 1.0000 -0.2589

tương quan giữa các nhân tố giải thích vào khoảng [0,0013 – 0,3617], thấp hơn rất nhiều so với mức 0,6 (là mức có nhiều khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến). Bên cạnh đó, sử dụng phương pháp thừa số tăng phương sai (Variance Inflation Fator- VIF) để nhận biết hiện tượng đa cộng tuyến:

VIF = 1/(1-rij2)

Với rij2 : là hệ số tương quan giữa 2 biến độc lập trong mơ hình

Khi rij2 tăng làm VIF tăng và làm tăng khả năng đa cộng tuyến. Khi VIF >= 10 thì có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình.

Thừa số tăng phương sai (VIF)

Kết quả nghiên cứu mơ hình CAPM và mơ hình 3 nhân tố