E(Ri) - Rf = c + βi (Rm – Rf ) + si (SMB) + hi (HML) + qi (HVARL) + eit
Kết quả S/L S/H B/L B/H LVAR HVAR
β 0.88 0.89 0.87 0.88 0.90 1.05 s 0.47 0.43 -0.64 -0.58 0.29 0.17 h -0.28 0.25 0.43 0.45 0.46 0.35 q 0.64 0.64 0.50 0.63 0.59 0.68 t-statistic (β) 21.66 (***) 21.93 (***) 22.57 (***) 21.44 (***) 17.21 (***) 25.39 (***) t-statistic (s) 3.38 (***) 3.16 (***) -5.13 (***) -4.14 (***) 2.45 (**) 3.21 (***) t-statistic (h) -2.91 (***) 2.50 (**) 4.71 (***) 4.72 (***) 4.15 (***) 3.61 (***) t-statistic (q) 12.74 (***) 12.08 (***) 9.26 (***) 12.47 (***) 5.86 (***) 14.32 (***)
Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn của tác giả
Để kiểm tra ý nghĩa thống kê của các biến độc lập trong mơ hình, giả thuyết đưa ra là: Giả thuyết Ho : hệ số hồi quy = 0 (với hệ số hồi quy là các hệ số β, s, h, q)
Ta sử dụng giá trị thống kê kiểm định t và giá trị xác suất p-value để kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy. P-value là xác suất để giá trị tới hạn của t lớn hơn giá trị thống kê t của hệ số trong mơ hình hồi quy.
Bảng 4.6 là kết quả giá trị thống kê t và p-value của tất cả hệ số hồi quy trên 6 danh mục cổ phiếu. Qua bảng này, với giá trị thống kê t cao của các hệ số hồi quy (đặc biệt là đối với hệ số hồi quy beta của nhân tố thị trường, hệ số q của nhân tố rủi ro mất vốn) và p-value đều ở mức 1% và 5%, ta nhận thấy tất cả hệ số hồi quy của 4 nhân tố trên 6 danh mục đều cho kết quả kiểm định là bác bỏ Ho (Ho: hệ số hồi quy = 0). Điều này có nghĩa là bốn hệ số hồi quy của mơ hình như: hệ số beta đối với nhân tố thị trường, hệ số s đối với nhân tố quy mô, hệ số h đối với nhân tố giá trị và hệ số q đối với nhân tố rủi ro mất vốn đều có giá trị khác 0 với mức ý nghĩa dưới 5%. Như vậy có thể kết luận cả bốn nhân tố giải thích của mơ hình đều có ý nghĩa giải thích thực sự cho TSSL danh mục (cổ phiếu) và phù hợp để đưa vào mơ hình, trong đó hai nhân tố thị trường và nhân tố HVARL có ý nghĩa giải thích về mặt thống kê rất cao.
Kết quả phân tích hồi qui mơ hình 4 nhân tố cho thấy có mối quan hệ tuyến tính dương giữa suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu và nhân tố thị trường. Giá trị của hệ số hồi qui của nhân tố thị trường trong hồi qui trên 6 danh mục đều cao hơn hệ số hồi quy của ba nhân tố còn lại, mang giá trị từ 0.87 đến 1.05. Điều này cho thấy nhân tố thị trường trong mơ hình 4 nhân tố có khả năng giải thích sự thay đổi TSSL của danh mục cổ phiếu tốt nhất.
Ta nhận thấy hệ số với nhân tố SMB có sự khác biệt giữa các danh mục nhóm Small và Big. Hệ số SMB chuyển từ dương đối với các danh mục quy mô nhỏ sang âm đối với các danh mục quy mô lớn. Điều này gần như giống với kết quả của Fama-French khi hai ông chia các danh mục thành 5 nhóm theo quy mơ, 5 nhóm
theo BE/ME tạo ra 25 danh mục thì 5 danh mục thuộc nhóm Big cao nhất (tương ứng với 5 mức BE/ME) đều cho kết quả hệ số âm, các trường hợp còn lại đều dương. Kết quả này cũng cho thấy, có mối quan hệ giữa hệ số độ dốc của nhân tố SMB với quy mơ hay nói cách khác với danh mục thuộc cùng nhóm BE/ME, danh mục nào có quy mơ nhỏ hơn thì có hệ số đối với nhân tố SMB lớn hơn. Bên cạnh đó với hệ số độ dốc của SMB trong khoảng từ -0.64 đến 0.47 cho thấy nhân tố SMB đã nắm bắt được những thay đổi trong TSSL của danh mục cổ phiếu có liên quan đến yếu tố quy mô mà nhân tố thị trường Rm-Rf, HML và HVARL chưa nắm bắt được. Đối với hệ số nhân tố HML, kết quả nghiên cứu của Fama – French (1993) đã cho thấy trong cùng nhóm quy mơ, hệ số hồi quy của nhân tố HML tăng từ danh mục BE/ME thấp đến danh mục BE/ME cao. Bằng chứng thị trường Việt Nam cũng tương tự. Danh mục cổ phiếu có BE/ME cao có hệ số hồi quy cao hơn danh mục có BE/ME thấp (B/H = 0.45 > B/L = 0.43, S/H = 0.25 > S/L = -0.28). Rõ ràng hệ số nhân tố HML có quan hệ với tỷ số BE/ME và nắm bắt được những thay đổi trong TSSL của danh mục cổ phiếu có liên quan đến yếu tố BE/ME mà nhân tố thị trường Rm-Rf, SMB và HVARL chưa nắm bắt được.
Hệ số hồi quy của nhân tố HVARL trên 6 danh mục đều dương và khá cao. Hệ số hồi qui đạt giá trị lớn nhất 0.68 khi phân tích danh mục HVAR và thấp nhất là 0.59 khi phân tích danh mục LVAR. Như vậy nhân tố HVARL là nhân tố có thể nắm bắt tốt sự thay đổi TSSL của danh mục cổ phiếu chỉ đứng sau nhân tố thị trường. Bên cạnh đó ta cũng thấy rằng mức độ ảnh hưởng của nhân tố HVARL lên danh mục HVAR là cao nhất, trong khi đó ảnh hưởng này lên danh mục LVAR là thấp nhất, thấp hơn cả bốn danh mục phân theo quy mô – BE/ME.
4.4. Kiểm định mơ hình bốn nhân tố:
4.4.1. Kiểm định phần dư:
Mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển OLS giả định rằng các nhiễu Ui khơng có tương quan với nhau. Ta sử dụng thống kê Breusch-Godfrey kiểm định tự tương quan giữa các phần dư. Với giả thiết Ho: giữa các phần dư không tồn tại tự tương quan bậc một, hai, ba . Vớ mức ý nghĩa được chọn là 5%, ta thu được kết quả như sau:
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey trên phần dư mơ hình 4 nhân tố
Danh mục Prob. Chi- Square (bậc 1) Prob. Chi- Square (bậc 2) Prob. Chi- Square (bậc 3) Kết quả kiểm định S/L 0.5140 0.7900 0.9132 Chấp nhận Ho S/H 0.6977 0.8866 0.9312 Chấp nhận Ho B/L 0.9019 0.9599 0.9386 Chấp nhận Ho B/H 0.3323 0.5923 0.7787 Chấp nhận Ho LVAR 0.1326 0.2861 0.294 Chấp nhận Ho HVAR 0.0847 0.1649 0.054 Chấp nhận Ho
Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định BG cho thấy: Với sáu danh mục, trong đó 4 danh mục phân loại theo quy mô và BE/ME, 2 danh mục phân theo VaR thì 6 trường hợp đều có giá trị p-value (Prob. Chi-Square) > 5% ở cả ba bậc tương quan nên ta chấp nhận giả thiết Ho, tức là khơng có tồn tại tự tương quan giữa các Ui. Giả thiết của mơ hình OLS được thỏa mãn.
Kiểm định phương sai thay đổi:
Mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển cũng giả định rằng các nhiễu Ui có phương sai đồng nhất. Để xem phương sai của nhiễu có đồng nhất hay khơng, ta tiến hành kiểm định White đối với chuỗi phần dư của mơ hình hồi quy.
Với mức ý nghĩa 5%, nếu giá trị p-value (Prob. Chi Square) < 5% thì ta có cơ sở bác bỏ giá thiết Ho, ngược lại nếu p-value > 5% thì ta chấp nhận giả thiết Ho.
Ta có kết quả kiểm định White như sau:
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi trong mơ hình bốn nhân tố
Danh mục Obs*R-squared Prob. Chi-
Square Kết quả kiểm định
S/L 15.8928 0.3200 Chấp nhận Ho S/H 14.8842 0.3861 Chấp nhận Ho B/L 31.6988 0.0044 Bác bỏ Ho B/H 16.6529 0.2751 Chấp nhận Ho LVAR 10.5509 0.7209 Chấp nhận Ho HVAR 9.7779 0.7782 Chấp nhận Ho
Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định White trên 6 danh mục thì có 5 danh mục đều cho kết quả chấp nhận giả thiết Ho, nhiễu của mơ hình có phương sai khơng đổi. Riêng chỉ có danh mục BL có Obs* R-squared là lớn hơn phân phối Chi bình phương, giá trị p-value (Prob. Chi-Square) nhỏ hơn 5% nên ta bác bỏ giả thiết Ho, tức là có xảy ra hiện tượng phương sai nhiễu thay đổi. Ta có thể kết luận rằng mơ hình bốn nhân tố có phương sai của nhiễu khơng đổi chỉ đối với 5 danh mục, cịn danh mục B/L có xảy ra hiện tượng phương sai nhiễu thay đổi.
4.4.2. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến:
Đối với mơ hình hồi quy đa biến, ngoài kiểm định phần dư cần phải kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Mặc dù hệ số tương quan giữa các biến độc lập đều thấp cho thấy ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến nhưng vẫn cần một kiểm định để kết luận điều này. Vì trong một số trường hợp đặc biệt ta có đa cộng tuyến cao giữa các biến độc lập nhưng hệ số tương quan giữa các biến có
thể thấp. Để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy phụ các biến độc lập với nhau và thu được kết quả:
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy phụ giữa các biến độc lập
R-squared F-statistic P ( F > F-statistic)
Rm_Rf và SMB 0.0089 2.1075 0.1479 Rm_Rf và HML 0.0063 1.4876 0.2238 Rm_Rf và HVARL 0.0033 0.7836 0.3770 SMB và HML 0.0763 19.3330 0.0000 SMB và HVARL 0.0473 11.6105 0.0008 HML và HVARL 0.1531 42.2964 0.0000
Nguồn: Dữ liệu tập hợp từ trang web HOSE, tính tốn của tác giả
Qua bảng 4.9 trên ta thấy trong 6 kết quả hồi quy của 6 cặp biến thì có 3 cặp biến SMB và HML, SMB và HVARL, HML và HVARL là có P (F>F-statistic) <1%, cho thấy có thể bác bỏ giả thiết Ho: R2=0, tức là 3 cặp biến này có khả năng giải thích cho nhau. Tuy nhiên mơ hình hồi quy phụ của 3 cặp biến này có R2
rất thấp (thấp nhất là 4.73%, cao nhất là 15.31%), mức độ ảnh hưởng lẫn nhau giữa hai nhân tố trong 3 trường hợp là không đáng kể. Do đó, ta có thể kết luận khơng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập và có thể đưa cả bốn biến trên vào cùng một mơ hình mà vẫn có sự hỗ trợ giải thích tốt cho sự thay đổi của biến phụ thuộc.
4.5 Kết quả nghiên cứu:
Mơ hình hồi quy TSSL danh mục cổ phiếu với 4 nhân tố (Rm-Rf, SMB, HML, HVARL) đưa ra kết quả là cả 4 nhân tố đều góp phần giải thích TSSL của cổ phiếu trên sàn GDCK TpHCM trong giai đoạn nghiên cứu. Trong đó, nhân tố thị trường có khả năng giải thích TSSL của cổ phiếu tốt nhất bởi vì trong mơ hình hồi quy một nhân tố, nhân tố thị trường cho giá trị R2 cao nhất và trong mơ hình hồi quy với 3,4
nhân tố thì các hệ số hồi qui của nhân tố thị trường đều mang giá trị dương và là giá trị cao hơn hẳn so với hệ số hồi quy của ba nhân tố còn lại. Tất cả các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa ở mức 1%.
Sau nhân tố thị trường là nhân tố HVARL có khả năng giải thích TSSL tốt thứ 2. Tuy khơng giải thích mạnh như nhân tố thị trường nhưng HVARL cũng góp phần làm gia tăng mức độ giải thích cho TSSL của danh mục cổ phiếu một cách đáng kể. Ngồi ra, kết quả nghiên cứu cịn cho thấy nhân tố mô phỏng khả năng mất vốn tối đa (HVARL) ảnh hưởng mạnh đối với danh mục HVAR, trong khi mức độ ảnh hưởng đối với nhân tố LVAR chỉ ở mức tương đối, thấp hơn 4 danh mục phân theo quy mô – BE/ME.
Mức độ ảnh hưởng của hai nhân tố SMB và HML lên các danh mục là khác nhau. Kết quả nghiên cứu cũng chứng minh hệ số hồi quy của hai nhân tố này có liên quan mật thiết với yếu tố quy mô và tỷ số BE/ME. Nhân tố phần bù qui mô SMB ảnh hưởng mạnh nhất đối với các danh mục có quy mơ nhỏ, nhân tố phần bù giá trị HML ảnh hưởng mạnh nhất đối với danh mục có tỷ số BE/ME cao. Điều này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Fama-French (1993) và Bali-Cakici (2003). Giá trị R2
điều chỉnh của mơ hình bốn nhân tố đạt giá trị cao nhất so với các trường hợp mơ hình một nhân tố (trong đó có mơ hình CAPM) và mơ hình ba nhân tố Fama-French. Tất cả các hệ số hồi qui đều có mức ý nghĩa dưới 5% và hàm hồi quy cho 6 danh mục đều có mức độ phù hợp 1%. Điều này cho thấy mơ hình 3 nhân tố của Fama – French khi được thêm vào nhân tố mô phỏng khả năng mất vốn tối đa (HVARL) thì trở thành mơ hình 4 nhân tố có khả năng giải thích sự thay đổi của TSSL của danh mục cổ phiếu tốt hơn hẳn so với mơ hình trước đó trên cả 6 danh mục. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra rằng trong hồi quy trên 6 danh mục thì TSSL của hai nhóm danh mục: danh mục có khả năng mất vốn tối đa trong tương lai cao (HVAR) và danh mục có qui mơ nhỏ - BE/ME cao (S/H) bị ảnh hưởng mạnh nhất bởi các nhân tố của mơ hình.
CHƯƠNG 5 : KẾT LUẬN 5.1 Kết luận:
Trong luận văn này tác giả Kiểm định mơ hình bốn nhân tố gồm nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và nhân tố VaR (Value at risk) để tìm hiểu khả năng giải thích của 4 nhân tố này cho TSSL mong đợi của cổ phiếu trong một thị trường chứng khoán mới phát triển như Việt Nam. Luận văn đã tiến hành nghiên cứu với mẫu được chọn là 78 cổ phiếu trên sàn giao dịch chứng khoán TPHCM trong giai đoạn từ tháng 7/2007 đến tháng 12/2011. Kết quả phân tích thu được ở chương 4 cho thấy bằng chứng thực nghiệm của mơ hình Bali- Cakici gồm 3 nhân tố Fama-French và VaR trên TTCK VN cũng như mối quan hệ giữa các nhân tố với TSSL của cổ phiếu.
Kết quả hồi quy TSSL của 6 danh mục cổ phiếu với 4 nhân tố: Nhân tố thị trường (Rm-Rf), nhân tố phần bù qui mô (SMB), nhân tố phần bù giá trị (HML), phần bù rủi ro mất vốn (HVARL) đưa tới kết luận là cả 4 nhân tố đều góp phần giải thích TSSL của cổ phiếu trên sàn GDCK TpHCM trong giai đoạn nghiên cứu. Tất cả hệ số hồi quy của các nhân tố đều có ý nghĩa dưới mức 5%. Hệ số R2 điều chỉnh của mơ hình bốn nhân tố khơng cao, dao động từ 68% – 83%, cao hơn R2 điều chỉnh của mơ hình ba nhân tố Fama-French từ 10% đến 15%. Hàm hồi quy cho 6 danh mục đều có mức độ phù hợp rất cao với mức ý nghĩa 1%, cho thấy trên TTCK VN mơ hình 3 nhân tố của Fama – French khi được thêm vào nhân tố mô phỏng khả năng mất vốn tối đa (HVARL) trở thành mơ hình 4 nhân tố vẫn tỏ ra có ưu thế hơn mơ hình ba nhân tố khi có khả năng giải thích được trên 68% sự thay đổi trong TSSL của cổ phiếu. Điều này cũng cho thấy một hạn chế của mơ hình: TSSL của cổ phiếu trên TTCK VN cịn có thể được giải thích bởi một số các yếu tố khác mang tính đặc trưng của TTCK VN mà mơ hình với 4 nhân tố vẫn chưa thể nắm bắt hết được như tỷ lệ sở hữu nhà nước cao, tính thanh khoản, tâm lý đám đơng và đầu tư theo phong trào …
So sánh mức độ tác động của các nhân tố trong mơ hình đến TSSL thì nhân tố thị trường có khả năng giải thích TSSL của cổ phiếu tốt nhất với giá trị R2
cao nhất khi đứng một mình và các hệ số hồi qui đều có giá trị cao hơn hẳn so với hệ số hồi quy của ba nhân tố còn lại. Tồn tại mối quan hệ dương khá lớn giữa TSSL và nhân tố thị trường. Như vậy thị trường chứng khốn Hồ Chí Minh phản ánh đúng chiều với yếu tố thị trường. Khi quyết định đầu tư vào cổ phiếu hay danh mục, nhà đầu tư đã cân nhắc đến yếu tố biến động thị trường.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy HVARL là nhân tố có thể nắm bắt tốt sự thay đổi TSSL của danh mục cổ phiếu chỉ đứng sau nhân tố thị trường khi hệ số hồi quy của nhân tố HVARL trên 6 danh mục đều dương và khá cao (>0.50). Như vậy cũng tồn