Mơ hình 2 nhân tố
USD EUR GBP TWI
F-statistic 3.013207** 2.203916* 2.126288* 3.034899**
Chi square 12.05283** 8.815666* 8.505153* 12.13960**
Mơ hình 3 nhân tố
USD EUR GBP TWI
F-statistic 5.936665*** 2.228890* 1.998660* 2.397340*
Chi square 23.74666*** 8.915561* 7.994641* 9.589359*
Nguồn: Tính tốn tác giả Cận trên và cận dưới tại các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1% được tra theo bảng giá trị cận điều kiện của Pesaran et al (1999) với k=3 là (2.72 ; 3.77) (3.23 ; 4.35) (4.29 ; 5.61)
Bảng 4.11 tóm tắt kết quả kiểm định mối quan hệ dài hạn trong các trường hợp của mỗi đại diện tỷ giá hối đối, cho thấy rằng trong mỗi trường hợp đều khơng tồn tại mối quan hệ giữa hệ số định giá rủi ro tỷ giá hối đoái và các nhân tố cấu trúc kỳ hạn, hành vi bày đàn và lãi suất thị trường trong dài hạn, riêng đối với đại diện tỷ giá USD trong trường hợp mơ hình hai nhân tố thì giá trị F vượt hơn cận trên tại mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy một sự đồng nhất trong các mơ hình nghiên cứu mối quan hệ dài hạn được đưa ra, kết quả đạt được trong tất cả các trường hợp là hệ số định giá rủi ro thị trường không bị tác động bới ba nhân tố cấu trúc kỳ hạn, hành vi bầy đàn và lãi
suất trong dài hạn, tuy nhiên lại không đạt được như kỳ vọng. Kết quả này thể hiện rõ sự khác biệt giữa thị trường chứng khốn lớn đã hồn thiện của các quốc gia phát triển so với sự non trẻ và nhiều bất ổn của thị trường chứng khoán Việt Nam.
Phần 5. KẾT LUẬN, HẠN CHẾ VÀ HƢỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI
5.1 Kết luận
Mục đích của bài nghiên cứu này nhằm mục đích kiểm định mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn của các cơng ty Việt Nam với một nhân tố rủi ro đáng quan tâm là rủi ro tỷ giá hối đoái, nghĩa là xem xét liệu các cơng ty này có nhạy cảm với biến động trong tỷ giá hối đối. Mở rộng nghiên cứu hiện có cho thị trường Việt nam, bài nghiên cứu lần đầu tiên kiểm định liệu rủi ro tỷ giá hối đối có được định giá trên thị trường chứng khốn Việt Nam hay khơng? Sử dụng bộ dữ liệu tỷ suất sinh lợi của 42 cơng ty được niêm yết trên sàn chứng khốn HOSE và HXN, tìm ra độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá với ba đại diện tỷ giá hối đoái mạnh VNĐ/USD, VNĐ/EUR, VNĐ/GBP và một đại diện tỷ giá đa phương VNĐ/TWI. Kỹ thuật ước lượng hồi quy OLS cửa sổ cuộn 50 kỳ với bước chạy bằng 1, kỹ thuật ước lượng GLS, mơ hình ARDL cho cả hai mơ hình hai và ba nhân tố, bài nghiên cứu tìm ra được i) các cơng ty Việt Nam nhạy cảm với rủi ro tỷ giá với các đại diện tỷ giá xem xét, ii) rủi ro tỷ giá hối đoái được định giá trên thị trường chứng khoán Việt Nam, iii) rủi ro tỷ giá hối đoái là thay đổi theo thời gian và iv) tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa hệ số định giá rủi ro tỷ giá hối đoái, cấu trúc kỳ hạn, hành vi bầy đàn và lãi suất. Kết quả đạt được về độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá hầu như đạt được như kỳ vọng, phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây tại Việt Nam và độ nhạy cảm của các công ty đối với rủi ro tỷ giá là thay đổi theo thời gian. Để xác định được một phần bù hợp lý cho các nhà đầu tư khi ra quyết định đầu tư, kết quả kiểm định sự tồn tại của hành vi định giá rủi ro tỷ giá hối đoái của các doanh nghiệp dựa trên các dữ liệu thu thập được cho thấy các cơng ty chứng khốn Việt Nam là có định giá rủi ro tỷ giá hối đối với hai đại diện EUR và GBP là hai tỷ giá được xem như là thả nổi so với VNĐ nên tỷ giá VNĐ/EUR và VNĐ/GBP tại Việt Nam là sát với thực tế nhất. Ngồi ra, kết quả nghiên cứu khơng đạt được kỳ vọng đối với USD do tỷ giá VNĐ/USD bị hạn hẹp biên độ dao động nên không phản đúng thị
trường và đại diện tỷ giá đa phương do hạn chế về dữ liệu. Hệ số định giá rủi ro tỷ giá hối đối đạt được có giá trị âm cho thấy các cơng ty Việt Nam sẽ được được mức lợi nhuận thấp hơn khi độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá tăng.
Ngồi ra, bằng cách tiếp cận mơ hình ARDL, kết quả nghiên cứu đã tìm ra được rằng tại Việt Nam không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa hệ số định giá rủi ro tỷ giá và ba nhân tố cấu trúc kỳ hạn, hành vi bày đàn và lãi suất thị trường trong tất cả các đại diện tỷ giá. Một mối quan hệ dài hạn tồn tại giữa hệ số định giá rủi ro tỷ giá và ba nhân tố kiểm định cho thấy nó khơng bị ảnh hưởng bởi tỷ suất sinh lợi thị trường, do vậy ba nhân tố kiểm định chỉ có tác động đến hệ số định giá tại thị trường Việt Nam trong ngắn hạn nhưng lại không ảnh hưởng trong dài hạn.
5.2 Hạn chế của đề tài
Thị trường chứng khoán Việt Nam mới phát triển trong những năm gần đây, ra đời năm 1998 cho đến mãi năm 2006 mới phát triển đột phá nhưng vẫn chưa hoạt động đúng hết các chức năng của nó. Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM là thị trường đầu tiên thành lập và chính thức đi vào hoạt động thực hiện phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28-7-2000. Từ đó cho đến 2005, thị trường ln ở trong trạng thái trì trệ, Giai đoạn 2006 mới thực sự phát triển. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu chỉ số giá chứng khoán của cả hai sàn HOSE và HXN tuy nhiên, do hạn chế về thời gian lên sàn của các công ty cũng như tần suất giao dịch không phù hợp nên số lượng các công ty trong mẫu thu thập chưa phản ánh hết toàn bộ thị trường. Ngoài ra, chỉ số Vn-index được sử dụng trong bài nghiên cứu cũng chưa thực sự đại diện được cho toàn bộ thị trường nội địa.
Bài nghiên cứu kiểm định độ nhạy cảm rủi ro tỷ giá và hành động định giá rủi ro tỷ giá của các công ty chỉ đối với ba đại diện tỷ giá mạnh trên thế giới. Các đồng tiền mạnh trên thế giới cịn rất nhiều. Ngồi ra, quan hệ ngoại thương giữa Việt Nam và các quốc gia ngày càng mở rộng hoặc có thể thay đổi, các đồng tiền của các đối tác thương
mại chính của Việt Nam cũng là các đại diện tỷ giá cần phải kiểm định, bởi vì thơng qua các giao dịch ngoại thương qua lại giữa các quốc gia, một sự thay đổi trong tỷ giá VNĐ với đồng tiền đối tác thương mại chính cũng tác động rất lớn đến giá trị các cơng ty có giao dịch ngoại thương và tác động đến hệ số định giá chung của thị trường.
Mặt khác, độ chính xác của các dữ liệu về thị trường Việt Nam cũng là một hạn chế của đề tài.
5.3 Hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Bài nghiên cứu tìm ra được hệ số định giá rủi ro tỷ giá đối với ba đồng tiền mạnh mở ra hướng nghiên cứu tiếp theo cho các đồng tiền mạnh khác để tìm ra một bộ các hệ số định giá đầy đủ đối với từng đại diện tỷ giá cũng như các đồng tiền của các đối tác thương mại chính của Việt Nam.
Thị trường chứng khoán Việt Nam ngày càng hoạt động nhộn nhịp và hoàn chỉnh hơn, do vậy các bài nghiên cứu sau này có thể mở rộng quy mô mẫu thu thập cũng như thời gian kiểm định để cải thiện kết quả nghiên cứu.
Các nghiên cứu về các nhân tố khác ngoài các nhân tố kiểm định ở đề tài là cấu trúc lãi suất, hành vi bầy đàn và lãi suất cho các hệ số định giá rủi ro tỷ giá ở thị trường Việt Nam.
Sử dụng mơ hình đã xây dựng được, bài nghiên cứu còn gợi mở cho các vấn đề định giá đối với các nhân tố rủi ro khác có tác động đến tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn Việt Nam ngồi nhân tố tỷ giá hối đối.
Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2007. Giáo trình Kinh tế lượng. Hà Nội: Nhà
xuất bản Lao động – Xã hội.
Huỳnh Thế Nguyễn và Nguyễn Quyết, 2013. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá cổ phiếu tại Thành phố Hồ Chí Minh. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập, số 11 (21), tháng 07-08 năm 2014, trang 37-41.
Nguyễn Đình Thọ, 2011. Giáo trình Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh. Hà Nội: Nhà xuất bản Lao động – Xã hội
Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo, 2013. Phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập, số 8 (18), tháng 01-02 năm 2012, trang 34-41.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2012. Giáo trình Tài chính Quốc tế. Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Trần Thị Hải Lý, 2010. Nghiên cứu rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận án tiến sĩ kinh tế. Trường Đại học Kinh Tế Thành phố
Hồ Chí Minh.
Tài liệu tiếng Anh
Amalia Di Iorio and Robert Faff, 2002. The pricing of foreign exchange risk in
the Australian equities market. Pacific-Basin Finance Journal 10 Ž2002. 77–95
Bae, S.C., Kwon, T.H., Li, M., 2008. Foreign exchange-rate exposure and risk
premium in international investments: evidence from American depositary receipts.
Chu-Sheng Tai, 2003. Can currency risk be a source of risk premiumin explaining forward premium puzzle? Evidence from Asia-Pacific forward exchange markets. Journal of International Finance Market Institution and Money 13 (4), 291–
311.
Edward S. Knotek, II, 2007. How Useful is Okun’s Law?. Federal Reserve Bank of Kansas city, Economic Review, Fourth quarter 2007, 73-103.
Francesca Carrieri and Basma Majerbi, 2006. The pricing of exchange risk in emerging stock markets. Journal of International Business Studies 37 (3), 372–391.
Geoffrey F. Loudon, 1993b. Foreign exchange exposure and the pricing of currency risk in equity returns: Some Australian evidence. Pacific-Basin Finance
Journal 1 (1993) 335-354.
Giorgio De Santis and Bruno Gérard, 1998. How big is the premium for
currency risk? Journal of Financial Economics 49 (1998) 375Ð412 .
Jan Antell and Mika Vaihekoski, 2007. International asset pricing models and currency risk: evidence from Finland 1970–2004. Journal of Banking & Finance 31 (2007) 2571–2590
Jan Antell and Mika Vaihekoski, 2012. Pricing currency risk in the stock market: evidence from Finland and Sweden 1970–2009. Journal of International
Financial Markets, Institutions & Money 22 (2012) 120– 136
Jongmoo Jay Choi, Takato Hiraki and Nobuya Takezawa, 1998. Is foreign exchange risk priced in the Japanese stock market. Journal of Financial and
Michael Adler and Bernard Dumas, 1984. Exposure to Curency Risk: Definition
and Measurement. Financial Management / Summer 1984
Mohammad Al-Shboul and Sajid Anwar, 2014. Time-varying exchange rate exposure and exchange rate risk pricing in the Canadian Equity Market. Economic
Modelling 37 (2014) 451–463
Nai-Fu Chen, Richard Roll and Stephen A. Ross, 1986. Economic Forces and the Stock Market. The Journal of Business, Vol. 59, No. 3 (Jul., 1986), pp. 383-403
Nicholas Apergis, Panagiotis Artikis and John Sorros, 2011. Asset pricing and foreign exchange risk. Research in International Business and Finance 25 (2011) 308–
328.
Odongo Kodongo and Kalu Ojah, 2011. Foreign exchange risk pricing and
equity market segmentation in Africa. Journal of Banking & Finance 35 (9), 2295–
2310.
Philippe Jorion, 1991. The Pricing of Exchange Rate Risk in the Stock Market.The Journal of Financial and Quantitative Analysis, Vol. 26, No. 3 (Sep.,
1991), pages 363-376.
Stephen J. Brown and Toshiyuki Otsuki, 1993. Risk premia in Pacific-Basin
capital markets. Pacific-Basin Finance Journal Volume 1, Issue 3, September 1993, Pages 235–261.
Yasushi Hamao, 1988. An empirical examination of the Arbitrage Pricing
STT Mã chứng khốn Tên cơng ty Sàn giao dịch
1 AGF Công ty Cổ phần Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang HOSE
2 BBC Công ty Cổ phần Bibica HOSE
3 BBS Cơngty Cổ phần Bao bì Xi măng Bút Sơn HNX
4 BMP Cơng ty Cổ phần Nhựa Bình Minh HOSE
5 BPC Cơng ty Cổ phần Bao bì Bỉm Sơn HNX
6 BT6 Công ty Cổ phần Beton 6 HOSE
7 CAN Công ty Cổ phần Đồ hộp Hạ Long HOSE
8 COM Công ty Cổ phầnVật tư – Xăng Dầu HOSE
9 CII Công ty Cổ phần Đầu tư Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM HOSE
10 CYC Công ty Cổ phần Gạch men Chang Yih HOSE
11 DHA Công ty Cổ phần Hóa An HOSE
12 DPC Cơng ty Cổ phần Nhựa Đà Nẵng HOSE
13 DXP Công ty Cổ phần Cảng Đoạn Xá HOSE
14 GIL Công ty Cổ phần Sản xuất Kinh doanh Xuất nhập khẩu
Bình Thạnh HOSE
18 HTV Công ty Cổ phần Vận tải Hà Tiên HOSE
19 KDC Công ty Cổ phần Kinh Đô HOSE
20 KHA Công ty Cổ phần Xuất Nhập Khẩu Khánh Hội HOSE
21 KHP Cơng ty Cổ phần Điện lực Khánh Hịa HOSE
22 LAF Công ty Cổ phần Chế biến Hàng xuất khẩu Long An HOSE
23 MHC Công ty Cổ phần MHC HOSE
24 PNC Cơng ty Cổ phần Văn Hóa Phương Nam HOSE
25 PPC Công ty Cổ phần Nhiệt điện Phả Lại HOSE
26 REE Công ty Cổ phần Cơ Điện Lạnh HOSE
27 SAM Công ty Cổ phần Đầu tư và Phát triển Sacom HOSE
28 SAV Công ty Cổ phần Hợp tác Kinh tế và Xuất nhập khẩu
Savimex HOSE
29 SFC Công ty Cổ phần Nhiên liệu Sài Gòn HOSE
30 SSC Công ty Cổ phần Giống Cây trồng Miền Nam HOSE
31 STB Ngân hàng Thương mại Cổ phần Sài Gịn Thương Tín HOSE
32 SJS Công ty Cổ phần Đầu tư Phát triển Đô thị và Khu công
nghiệp Sông Đà HOSE
33 TKU Công ty Cổ phần Công nghiệp Tung Kuang HNX
37 TS4 Công ty Cổ phần Thủy sản số 4 HOSE
38 TYA Công ty Cổ phần Dây và Cáp điện Taya Việt Nam HOSE
39 VNM Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam HOSE
40 VNR Tổng công ty Cổ phần Tái bảo hiểm Việt Nam HNX
41 VTC Công ty Cổ phần Viễn thông VTC HOSE
hai nhân tố:
Bảng Kết quả ước lượng hệ số định giá rủi ro tỷ giá hối đoái VNĐ/USD
Dependent Variable: D(A0)-EQ02.@COEFS(2)*D(A0(-1)) Method: Least Squares
Date: 09/23/14 Time: 21:39
Sample (adjusted): 8/03/2007 5/16/2014 Included observations: 355 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.56E-06 1.26E-05 0.282367 0.7778 D(A1)-EQ02.@COEFS(2)*D(A1(-1)) -0.000107 0.000618 -0.172466 0.8632 A3-EQ02.@COEFS(2)*A3(-1) -1.90E-05 1.61E-05 -1.180795 0.2385
R-squared 0.004033 Mean dependent var 1.87E-06 Adjusted R-squared -0.001626 S.D. dependent var 0.000236 S.E. of regression 0.000236 Akaike info criterion -13.85503 Sum squared resid 1.96E-05 Schwarz criterion -13.82230 Log likelihood 2462.267 Hannan-Quinn criter. -13.84201 F-statistic 0.712595 Durbin-Watson stat 2.027986 Prob(F-statistic) 0.491076
Nguồn: Tính tốn tác giả
Sử dụng ước lượng GLS – Cochrane-Orcutt với số vòng lặp bằng 1, hệ số p thay đổi 0.008 (0,100 – 0,108)
Date: 09/23/14 Time: 21:49
Sample (adjusted): 8/03/2007 5/16/2014 Included observations: 355 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.01E-06 1.24E-05 0.162600 0.8709 D(A1)-EQ02.@COEFS(2)*D(A1(-1)) -1.72E-05 0.000632 -0.027168 0.9783 D(A3)-EQ02.@COEFS(2)*D(A3(-1)) -0.001809 0.000331 -5.467326 0.0000
R-squared 0.078364 Mean dependent var 1.71E-06 Adjusted R-squared 0.073127 S.D. dependent var 0.000243 S.E. of regression 0.000233 Akaike info criterion -13.87857 Sum squared resid 1.92E-05 Schwarz criterion -13.84584 Log likelihood 2466.446 Hannan-Quinn criter. -13.86555 F-statistic 14.96467 Durbin-Watson stat 2.020369 Prob(F-statistic) 0.000001
Nguồn: Tính tốn tác giả
Sử dụng ước lượng GLS – Cochrane-Orcutt với số vòng lặp bằng 4, hệ số p (0,191 – 0,145 – 0,194 – 0,195)
Date: 09/23/14 Time: 21:53
Sample (adjusted): 8/03/2007 5/16/2014 Included observations: 355 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.70E-06 1.24E-05 0.217830 0.8277 D(A1)-EQ02.@COEFS(2)*D(A1(-1)) 0.000155 0.000622 0.249150 0.8034 D(A3)-EQ02.@COEFS(2)*D(A3(-1)) -0.001289 0.000262 -4.924596 0.0000
R-squared 0.064654 Mean dependent var 6.18E-07 Adjusted R-squared 0.059339 S.D. dependent var 0.000241 S.E. of regression 0.000233 Akaike info criterion -13.87862 Sum squared resid 1.92E-05 Schwarz criterion -13.84590 Log likelihood 2466.456 Hannan-Quinn criter. -13.86561 F-statistic 12.16559 Durbin-Watson stat 2.014203 Prob(F-statistic) 0.000008
Nguồn: Tính tốn tác giả
Sử dụng ước lượng GLS – Cochrane-Orcutt với số vòng lặp bằng 5, hệ số p (0,163 –