BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
VŨ THỊ VÂN ANH
KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ
CỦA LONG CHEN VÀ LU ZHANG
TẠI THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng Mã số : 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. TRẦN THỊ HẢI LÝ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
Trang i
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của tôi, đƣợc sự hỗ trợ của Ngƣời
hƣớng dẫn khoa học là TS. Trần Thị Hải Lý. Các nội dung nghiên cứu và kết quả
trong đề tài này trung thực và hợp lý.
Luận văn có sử dụng một số nhận xét, đánh giá của một số bài nghiên cứu khoa
học, các báo cáo. Tất cả đều đƣợc chú thích nguồn gốc sau mỗi trích dẫn để ngƣời
đọc tiện tra cứu và kiểm chứng.
Tác giả
Vũ Thị Vân Anh
Trang ii
MỤC LỤC
LỜI CAM ĐOAN ...................................................................................................... i
MỤC LỤC ................................................................................................................. ii
DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT ...................................................................... iii
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU ............................................................................ iv
DANH MỤC CÁC CÔNG THỨC .......................................................................... vi
TÓM LƢỢC ............................................................................................................... 1
1. GIỚI THIỆU ......................................................................................................... 2
2. CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY .................................................................... 4
3. DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................... 18
3.1 Dữ liệu nghiên cứu ......................................................................................... 18
3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu ................................................................................ 19
3.2.1 Phƣơng pháp xử lý dữ liệu ....................................................................... 19
3.2.1.1 Tỷ suất sinh lợi .................................................................................... 19
3.2.1.2 Các nhân tố mô phỏng ........................................................................ 21
3.2.2 Các phƣơng pháp phân tích dữ liệu .......................................................... 26
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ................................................................................. 29
4.1 Thống kê mô tả ................................................................................................ 29
4.2 Tƣơng quan giữa các nhân tố giải thích ......................................................... 36
4.3 Kết quả kiểm định .......................................................................................... 40
TÀI LIỆU THAM KHẢO ....................................................................................... 55
PHỤ LỤC ................................................................................................................ 57
Trang iii
DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT
TSSL Tỷ suất sinh lợi
SGDCK Sở giao dịch chứng khoán
TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh
BCTC Báo cáo tài chính
VCSH Vốn chủ sở hữu
CDKT Bảng cân đối kế toán
TSCD Tài sản cố định
HTK Hàng tồn kho
Trang iv
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
Bảng 4.1 Quy mô trung bình công ty của các danh mục tại ngày 30/06 mỗi
năm.
Bảng 4.2 BE/ME trung bình công ty trong các danh mục đầu mỗi năm.
Bảng 4.3 Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của các danh mục.
Bảng 4.4 Rủi ro và tỷ suất sinh lợi vƣợt trội trung bình của các danh mục.
Bảng 4.5 Quy mô trung bình và I/A trung bình của các danh mục theo từng
năm.
Bảng 4.6 Quy mô trung bình và ROA trung bình của các danh mục theo năm.
Bảng 4.7 Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), SMB và HML.
Bảng 4.8 Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), rINV và rROA.
Bảng 4.9 Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), SMB, HML, rINV và rROA.
Bảng 4.10 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô – BE/ME với
nhân tố thị trƣờng.
Bảng 4.11 Bảng kết quả hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô
– BE/ME với ba nhân tố rm- rf, SMB và HML.
Bảng 4.12 Phần bù rủi ro của các nhân tố trong danh mục theo quy mô-
BE/ME.
Bảng 4.13 So sánh R2 điều chỉnh của mô hình CAPM với mô hình Fama-
French.
Bảng 4.14 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với
nhân tố đầu tƣ và nhân tố ROA.
Bảng 4.15 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với
ba nhân tố (rm – rf), rINV và rROA.
Bảng 4.16 Phần bù rủi ro của các nhân tố: nhân tố thị trƣờng, nhân tố đầu tƣ
và nhân tố ROA.
Bảng 4.17 So sánh R2 điều chỉnh của mô hình CAPM, mô hình Fama- French
và mô hình Long Chen- Lu Zhang.
Trang v
Bảng 4.18 Hồi quy 5 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, SMB, HML, rINV và rROA.
Bảng 4.19 Phần bù rủi ro nhân tố: rm- rf, SMB, HML, rINV và rROA. Bảng 4.20 So sánh R2 điều chỉnh của 5 mô hình hồi quy.
Trang vi
DANH MỤC CÁC CÔNG THỨC
Phƣơng trình 2.1 Mô hình định giá tài sản vốn CAPM.
Phƣơng trình 2.2 Mô hình ba nhân tố của Fama- French.
Phƣơng trình 2.3 Phƣơng trình tối ƣu hóa giá trị doanh nghiệp
Phƣơng trình 2.4 Mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu Zhang.
Phƣơng trình 2.5 Giá trị thị trƣờng trên giá trị sổ sách – ME/BE.
Phƣơng trình 3.1 TSSL tuần của cổ phiếu.
Phƣơng trình 3.2 TSSL tuần của VN- Index.
Phƣơng trình 3.3 Giá trị vốn hóa thị trƣờng.
Phƣơng trình 3.4 Giá trị sổ sách của cổ phiếu.
Phƣơng trình 3.5 Nhân tố quy mô – SMB.
Phƣơng trình 3.6 Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng – HML.
Phƣơng trình 3.7 Đầu tƣ trên tài sản – I/A.
Phƣơng trình 3.8 Tỷ suất sinh lợi trên tài sản – ROA.
Phƣơng trình 3.9 Nhân tố đầu tƣ - rINV.
Phƣơng trình 3.10 Nhân tố ROA - rROA.
Phƣơng trình 3.11 Hồi quy 1 nhân tố - nhân tố thị trƣờng.
Phƣơng trình 3.12 Hồi quy 3 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô và
nhân tố giá trị.
Phƣơng trình 3.13 Hồi quy 2 nhân tố - nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh
lợi trên tài sản.
Phƣơng trình 3.14 Hồi quy 3 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố đầu tƣ và
nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản.
Phƣơng trình 3.15 Hồi quy cả 5 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy
mô, nhân tố giá trị, nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh
lợi trên tài sản.
Trang 1
TÓM LƢỢC
Nghiên cứu này kiểm định khả năng giải thích cho tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của mô
hình ba nhân tố Long Chen- Lu Zhang (2010) với dữ liệu thu thập từ các doanh
nghiệp niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2005- 2012.
Kết quả nghiên cứu mô hình ba nhân tố mới cho thấy nhân tố thị trƣờng và nhân tố
ROA có ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi, trong đó nhân tố thị trƣờng có tác động
mạnh nhất; nhân tố đầu tƣ không biến thiên với dao động của thị trƣờng chứng
khoán. Nhƣ vậy, mô hình ba nhân tố Long Chen- Lu Zhang giải thích tốt hơn cho tỷ
suất sinh lợi so với mô hình CAPM nhƣng kém hơn so với mô hình ba nhân tố của
Fama- French (1993) trên HOSE giai đoạn 2005- 2012.
Bên cạnh đó, khi xem xét ảnh hƣởng của cả 5 nhân tố lên tỷ suất sinh lợi (bao gồm:
nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô, nhân tố giá trị, nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản), kết quả kiểm định mô hình năm nhân tố cho giá trị R2 điều
chỉnh cao hơn của mô hình Fama- French, 4 trong 5 nhân tố (rm- rf, SMB, HML và
rROA) giải thích tốt cho sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi trung bình của cổ phiếu.
Trang 2
1. GIỚI THIỆU
Khi thị trƣờng chứng khoán ra đời, hoạt động đầu tƣ xuất hiện cũng là lúc các nhà
đầu tƣ, các nhà nghiên cứu tài chính bắt đầu quan tâm đến hai đại lƣợng quan trọng
là: rủi ro và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán. Vì vậy, nhiều mô hình định giá tài sản
lần lƣợt ra đời, đƣợc ứng dụng vào thực tiễn để dự báo trong hiện tại.
Khởi đầu là Sharpe (1964), Lintner (1965) và Mossin (1966) giới thiệu mô hình
định giá tài sản vốn CAPM. Mô hình CAPM thể hiện mối quan hệ giữa tỷ suất sinh
lợi trung bình của cổ phiếu với rủi ro thị trƣờng. Tuy nhiên, các nghiên cứu khác đã
không đồng tình với mô hình CAPM vì cho rằng có nhiều nhân tố khác hơn là chỉ
một nhân tố tham gia định giá. Sau đó, Ross (1976) phát triển mô hình, sử dụng
thêm nhiều nhân tố cho việc xác định tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, gọi là mô hình APT.
Mặc dù, APT hiệu quả hơn CAPM nhƣng nó thiếu tính tổng quát trong việc sử
dụng. Ngoài ra, do khác nhau về điều kiện kinh tế và điều kiện kinh doanh ở mỗi
quốc gia nên mô hình APT không phổ biến.
Năm 1993, Fama- French phát hiện ra rằng mô hình CAPM không thể giải thích
đầy đủ nhân tố tỷ suất sinh lợi trung bình cho giai đoạn 1963- 1990 của cổ phiếu
Mỹ và rủi ro cổ phiếu theo nhiều hƣớng khác nhau. Fama- French đã nghiên cứu và
phát hiện thêm hai nhân tố, là: nhân tố quy mô và nhân tố giá trị. Hai nhân tố này
giải thích phần lớn độ phân tán trong tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu. Sau khi đƣợc
giới thiệu, mô hình ba nhân tố của Fama- French để lƣợng hóa mối quan hệ giữa rủi
ro và tỷ suất sinh lợi đã đƣợc kiểm định là có hiệu quả ở nhiều thị trƣờng chứng
khoán phát triển cũng nhƣ mới nổi, nhƣ: nghiên cứu của Andreas Charitou và Eleni
Constantinidis (2004), Nartea và Djajadikerta (2005) đối với thị trƣờng chứng
khoán Hoa Kỳ, thị trƣờng chứng khoán của các nƣớc phát triển khác nhƣ Nhật Bản,
Úc, New Zealand,…; hay các nghiên cứu của Gregory Connor và Sanjay Sehgal
(2001) đối với thị trƣờng các nƣớc đang phát triển nhƣ Ấn Độ, Nam Mỹ,
Ucraina,….
Trang 3
Năm 2010, hai nhà nghiên cứu Long Chen và Lu Zhang cho rằng mô hình ba nhân
tố của Fama– French (1993) chƣa giải thích đƣợc mối tƣơng quan thuận chiều giữa
tỷ suất sinh lợi trung bình với tỷ suất sinh lợi kỳ trƣớc trong ngắn hạn và mối tƣơng
quan nghịch chiều giữa tỷ suất sinh lợi trung bình với tình trạng kiệt quệ tài chính,
phát hành cổ phần mới và tăng trƣởng tài sản. Từ mô hình ba nhân tố của Fama-
French, Long Chen- Lu Zhang đã phát triển và xây dựng nên mô hình ba nhân tố
mới có thể khắc phục đƣợc những khuyết điểm của mô hình ba nhân tố của Fama–
French.
Với mô hình CAPM và mô hình Fama- French, hai mô hình này đã đƣợc kiểm định
và sử dụng rộng rãi ở nhiều quốc gia trên Thế giới, trong đó có cả Việt Nam; còn
mô hình ba nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang vẫn đang trong giai đoạn hoàn
thiện, việc kiểm định và ứng dụng vào thực tiễn chƣa rộng rãi. Chính vì vậy, bài
viết này xin chọn mô hình ba nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang để kiểm định
ở thị trƣờng Việt Nam nhằm xem xét khả năng giải thích của ba nhân tố: thị trƣờng,
đầu tƣ và tỷ suất sinh lợi trên tài sản của các cổ phiếu tại thị trƣờng chứng khoán
Việt Nam. Từ đó, câu hỏi nghiên cứu đƣợc đặt ra là “Mô hình ba nhân tố của
Long Chen- Lu Zhang có giải thích cho tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán
Việt Nam tốt hơn mô hình ba nhân tố của Fama- French hay không?”
Trang 4
2. CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY
Vào đầu thập niên 60, để xây dựng một mô hình danh mục đầu tƣ, các nhà đầu tƣ
phải xác định đƣợc lƣợng rủi ro có thể có, họ đã chú ý đến rủi ro nhƣng chƣa có
một ƣớc lƣợng cụ thể cho từng khoản mục. Từ đó, Harry Markowitz (1952) đã xây
dựng nên mô hình danh mục đầu tƣ cơ bản, ông phát triển tỷ suất sinh lợi mong đợi
đối với danh mục của các tài sản và một ƣớc lƣợng rủi ro mong đợi. Markowitz chỉ
ra rằng phƣơng sai của tỷ suất sinh lợi là một ƣớc lƣợng có ý nghĩa của rủi ro danh
mục với một tập hợp những giả định và ông đƣa ra công thức tính phƣơng sai của
danh mục.
Sau sự phát triển lý thuyết danh mục của Markowitz, nhiều lý thuyết đã đƣợc đƣa ra
nhằm xây dựng mô hình định giá cho các tài sản rủi ro.
Mô hình định giá tài sản vốn CAPM.
Nhân tố chủ yếu để lý thuyết danh mục phát triển thành lý thuyết thị trƣờng vốn là ý
tƣởng về một tài sản phi rủi ro. Sau sự phát triển của mô hình danh mục Markowitz,
một vài tác giả quan tâm đến việc ứng dụng giả định tồn tại một tài sản phi rủi ro,
nghĩa là một tài sản có phƣơng sai bằng không. Tài sản nhƣ thế sẽ không có tƣơng
quan với tất cả các tài sản rủi ro khác và sẽ có một tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, rf. Tài
sản đó sẽ nằm trên trục đứng của biểu đồ danh mục. Giả thuyết này cho phép chúng
ta rút ra một lý thuyết tổng quát cho việc định giá các tài sản vốn dƣới các điều kiện
không chắc chắn từ lý thuyết danh mục Markowitz. Lý thuyết thị trƣờng vốn mở
rộng lý thuyết danh mục và phát triển thành mô hình định giá các tài sản rủi ro - mô
hình định giá tài sản vốn CAPM.
Mô hình CAPM do William Sharpe phát triển từ những năm 1960 và đã có đƣợc
nhiều ứng dụng. Mặc dù còn có một số mô hình khác giải thích động thái thị trƣờng
nhƣng mô hình CAPM là mô hình đơn giản về mặt khái niệm và có khả năng ứng
dụng sát với thực tiễn hơn.
Trang 5
Mô hình định giá tài sản vốn CAPM là mô hình mô tả mối quan hệ giữa rủi ro và
lợi nhuận kỳ vọng.
(2.1) ri – rf = βim(rm – rf)
Với: ri: tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của tài sản i.
rf : tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
rm: tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của danh mục thị trƣờng.
βim: hệ số beta thị trƣờng của tài sản i.
Trong mô hình này, lợi nhuận kỳ vọng của một chứng khoán bằng lợi nhuận không
rủi ro cộng với một khoản bù đắp rủi ro dựa trên cơ sở rủi ro toàn hệ thống của
chứng khoán đó, còn rủi ro không toàn hệ thống không đƣợc xem xét trong mô hình
này do nhà đầu tƣ có thể xây dựng danh mục đầu tƣ đa dạng hóa để loại bỏ loại rủi
ro này.
Cũng nhƣ bất kỳ mô hình nào, mô hình CAPM cũng chỉ là một sự đơn giản hóa
hiện thực bằng những giả định thị trƣờng vốn hoàn hảo. Thành quả thực nghiệm của
Sharpe (1964) và Lintner (1965) về mô hình định giá tài sản vốn – CAPM, tuy có
nhiều đóng góp tích cực về mặt lý luận nhƣng kết quả kiểm định của mô hình cho
thấy chƣa rõ ràng. Fama- French (1993) từng tranh luận về mô hình CAPM, thông
qua những nhân tố rõ ràng, mô hình Fama- Fench giải thích đƣợc những gì mà mô
hình CAPM chƣa thể.
Mô hình ba nhân tố của Fama- French.
Năm 1992, Eugene Fama – giáo sƣ tài chính ngƣời Mỹ, cùng với Kenneth French
khám phá ra rằng beta của mô hình CAPM chƣa giải thích đƣợc tỷ suất sinh lợi kỳ
vọng của chứng khoán Mỹ thời kỳ 1963- 1990. Fama- French bắt đầu quan sát hai
lớp cổ phiếu có khuynh hƣớng tốt hơn so với toàn bộ thị trƣờng.
- Thứ nhất là cổ phiếu có vốn hóa nhỏ (small caps) – còn gọi là quy mô nhỏ.
- Thứ hai là cổ phiếu có tỷ số giá sổ sách trên giá thị trƣờng BE/ME (book to
market equity) cao.
Trang 6
Fama- French đƣa thêm hai nhân tố này vào mô hình CAPM để phản ánh sự nhạy
cảm của danh mục đối với hai loại cổ phiếu này. Mô hình ba nhân tố của Fama-
French (1993) cho rằng tỷ suất sinh lợi của một danh mục đầu tƣ hoặc một cổ phiếu
phụ thuộc vào ba yếu tố:
- Yếu tố thị trƣờng.
- Yếu tố quy mô công ty - ME.
- Yếu tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng - BE/ME.
Mô hình ba nhân tố Fama- French:
(2.2) ri – rf = βim(rm – rf) + βSMB,iSMB + βHML,iHML + Ԑ
Trong đó:
: tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của danh mục tài sản i. ri
: tỷ suất sinh lợi phi rủi ro. rf
: tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của danh mục thị trƣờng. rm
: phần bù quy mô. Là tỷ suất sinh lợi bình quân của danh mục có giá trị SMB
vốn hóa thị trƣờng nhỏ (S/L, S/M, S/H) trừ tỷ suất sinh lợi bình quân của
danh mục có giá trị vốn hóa thị trƣờng lớn (B/L, B/M, B/H).
: phần bù giá trị. Là chênh lệch trong tỷ suất sinh lợi bình quân danh HML
mục các cổ phiếu có BE/ME cao (S/H và B/H) với danh mục các cổ
phiếu có BE/ME nhỏ (S/L và B/L).
: hệ số hồi quy thị trƣờng. βim
: hệ số hồi quy của nhân tố SMB. βSMB,i
: hệ số hồi quy của nhân tố HML. βHML,i
: sai số ngẫu nhiên. Ԑ
Kết quả kiểm định mô hình trên mẫu của Fama- French ở thị trƣờng Mỹ thời gian
1963- 1991 cho thấy một mối quan hệ ngƣợc chiều giữa quy mô và TSSL trung
bình; và một mối tƣơng quan cùng chiều mạnh hơn của BE/ME với TSSL trung
bình, nghĩa là BE/ME có tác dụng giải thích TSSL chứng khoán nhất quán hơn so
với nhân tố quy mô.
Trang 7
Với cùng một nhóm danh mục con BE/ME (ngoại trừ nhóm danh mục con có
BE/ME thấp nhất), TSSL giảm khi quy mô tăng, điều này cũng có nghĩa là hệ số
của nhân tố SMB là dƣơng. Với cùng một nhóm danh mục con theo quy mô, TSSL
trung bình có xu hƣớng tăng cùng với BE/ME, tức hệ số của nhân tố HML là
dƣơng. Fama- French giải thích hệ số của SMB dƣơng là do những doanh nghiệp có
quy mô nhỏ thƣờng chứa rủi ro cao, hoạt động kém hiệu quả hơn, chi phí đại diện
cao hơn, do đó nhà đầu tƣ đòi hỏi một phần bù rủi ro lớn hơn không. Cũng theo
Fama- French, những công ty có BE/ME cao thƣờng rơi vào kiệt quệ tài chính
nhiều hơn, gây rủi ro cho nhà đầu tƣ, do đó nhà đầu tƣ đƣợc phần bù giá trị dƣơng.
Hầu hết các nhân tố đều có ý nghĩa thống kê và khả năng giải thích cho tỷ suất sinh
lợi chứng khoán khá tốt.
Sau khi đƣợc giới thiệu vào năm 1993, mô hình ba nhân tố của Fama- French để
lƣợng hóa mối quan hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi đƣợc kiểm định là có hiệu quả
ở nhiều thị trƣờng chứng khoán phát triển cũng nhƣ mới nổi, nhƣ:
- Nghiên cứu của Andreas Charitou và Eleni Constantinidis: tháng 2/2004,
Andreas và Eleni - hai nhà khoa học thuộc trƣờng Đại học Cyprus đã công
bố công trình nghiên cứu mang tên “Các nhân tố quy mô và giá trị sổ sách
trên giá trị thị trƣờng trong thu nhập và tỷ suất sinh lợi của chứng khoán –
Bằng chứng thực nghiệm ở thị trƣờng Nhật Bản”.
“Nguồn: Andreas Charitou & Eleni Constantinidis, “Size And Book- to-
Market Factors in Earnings and Stock Returns: Empirical Evidence For
Japan”, 2004”.
Bài nghiên cứu kiểm định mô hình dự báo tỷ suất sinh lợi ba nhân tố của
Fama- French với dữ liệu từ thị trƣờng Nhật Bản, thời gian nghiên cứu từ
năm 1992 đến năm 2001. Kết quả thực nghiệm cho thấy mối tƣơng quan
giữa nhân tố SMB và HML chỉ là -0.158, tạo nên đƣợc sự tin cậy cho mô
hình kiểm định. Các tác giả xác nhận rằng SMB và HML có khả năng giải thích những thay đổi trong TSSL của các chứng khoán, hệ số R2 điều chỉnh ở
mức rất cao, trên 84%. Nhân tố thị trƣờng, khi đứng một mình trong mô hình
Trang 8
CAPM có giá trị R2 điều chỉnh nằm trong khoảng 60% đến 93%; nhƣng khi
thêm các nhân tố SMB và HML vào mô hình, đóng vai trò là các biến giải
thích TSSL thì rõ ràng khả năng giải thích TSSL của các danh mục tăng lên đáng kể. Giá trị R2 điều chỉnh của mô hình ba nhân tố nằm trong khoảng
84% đến 97%, cao hơn nhiều so với của mô hình CAPM. Kết quả của bài
nghiên cứu ủng hộ cho mô hình ba nhân tố Fama- French, mô hình Fama-
French hoạt động hiệu quả hơn mô hình CAPM.
- Nghiên cứu của Nartea và Djajadikerta: hai nhà nghiên cứu thuộc trƣờng
đại học Kế toán, Tài chính và Kinh tế Edith Cowan công bố công trình
nghiên cứu vào tháng 11/2005: “Ảnh hƣởng của quy mô và tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trƣờng và ứng dụng mô hình ba nhân tố Fama- French ở
các thị trƣờng nhỏ: Những phát hiện đầu tiên từ thị trƣờng chứng khoán New
Zealand”.
“Nguồn: Nartea & Djajadikerta, “The Size and Book- to- Market Effects and
The Fama French Three Factor Model in Small Markets: Prelimonary
Findings from New Zealand”, 2005”.
Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ thị trƣờng chứng khoán New Zealand giai
đoạn 1994- 2002, nhằm đo lƣờng ảnh hƣởng của các nhân tố quy mô và tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng đến TSSL trên thị trƣờng chứng khoán
New Zealand, đồng thời đánh giá khả năng dự báo TSSL của mô hình ba
nhân tố Fama- French trên thị trƣờng này.
Khi các tác giả hồi quy mô hình CAPM, kết quả kiểm định cho thấy các hệ
số hồi quy chặn không có ý nghĩa thống kê, trong khi các hệ số hồi quy β có
ý nghĩa. Hệ số β của cả chín danh mục đều có ý nghĩa thống kê, nằm trong
khoảng [0.68; 1.13]. Đối với kết quả kiểm định hồi quy mô hình ba nhân tố
Fama- French, các hệ số hồi quy chặn của mô hình hầu nhƣ tƣơng đồng với các hệ số hồi quy chặn của mô hình CAPM, hệ số R2 điều chỉnh của mô hình
ba nhân tố gia tăng không đáng kể so với kết quả của mô hình CAPM. Mặc
Trang 9
dù vậy, điều này vẫn cho ta thấy mô hình ba nhân tố tỏ ra hiệu quả hơn mô
hình CAPM trong việc dự báo TSSL chứng khoán.
- Nghiên cứu của Gregory Connor và Sanjay Sehgal: tháng 5/2001, Gregory
Connor - nhà nghiên cứu thuộc trƣờng Kinh tế Luân Đôn, phân ngành Kế
toán và Tài chính, cùng nhà nghiên cứu Sanjay Senghal - thuộc trƣờng Đại
học Dehli, phân ngành nghiên cứu tài chính đã tiến hành nghiên cứu và công
bố công trình nghiên cứu mang tên “Kiểm định mô hình Fama- French ở thị
trƣờng Ấn Độ”.
“Nguồn: Gregory Connor & Sanjay Sehgal, “Tests of Fama and French
Model in India”, 2001”
Bài nghiên cứu kiểm định thực nghiệm mô hình ba nhân tố Fama- French đối
với các TSSL chứng khoán thị trƣờng Ấn Độ từ tháng 6/1989 đến tháng
3/1999. Kết quả kiểm định hiệu quả của mô hình định giá khi áp dụng trên
thị trƣờng Ấn Độ cho thấy nhân tố thị trƣờng là nhân tố có khả năng giải
thích mạnh nhất trong tất cả các nhân tố ở cả sáu danh mục theo quy mô và giá trị. Trong mô hình CAPM, giá trị hệ số R2 điều chỉnh khoảng 70%- 80%.
Hệ số này giảm xuống dƣới 25% khi sử dụng hai nhân tố SMB và HML. Tuy
nhiên, hai nhân tố này cũng phần nào giải thích đƣợc cho TSSL. Trong mô hình ba nhân tố Fama- French, ngoại trừ trƣờng hợp danh mục B/L, hệ số R2
điều chỉnh của mô hình hồi quy cao hơn nhiều so với mô hình CAPM, giá trị R2 điều chỉnh dao động từ 0.814 đến 0.862.
- Nghiên cứu của Sunnil K. Bundoo: năm 2004, sau một thời gian nghiên
cứu, nhà khoa học Sunil K. Bundoo thuộc phân ngành Kinh tế và Thống kê
trực thuộc trƣờng Đại học Mauritius, Nam Mỹ đã công bố công trình nghiên
cứu với tên gọi “Đổi mới mô hình ba nhân tố Fama- French: Bằng chứng
mới từ một thị trƣờng chứng khoán đang phát triển”.
Trang 10
“Nguồn: Sunil K Bundoo, “An Augmented Fama and French Three- Factor
Model: New Evidence From An Emerging Stock Market”, 2006.”
Trong quá khứ, có rất ít bằng chứng thực nghiệm về vai trò của nhân tố quy
mô và nhân tố giá trị tại các thị trƣờng chứng khoán đang phát triển nói
chung, và tại thị trƣờng chứng khoán Châu Phi nói riêng. Bài nghiên cứu này
cung cấp một vài bằng chứng về thị trƣờng đang phát triển - thị trƣờng
chứng khoán Mauritius.
Những phát hiện của bài nghiên cứu cho thấy mô hình ba nhân tố Fama-
French giải thích cho TSSL tốt hơn mô hình CAPM khi kiểm định tại thị
trƣờng chứng khoán Mauritius, và cả hai nhân tố quy mô và tỷ lệ BE/ME đều
có tác động lên TSSL.
- Nghiên cứu của Liu Yaoguang: năm 2009, Liu Yaoguang - một nhà nghiên
cứu kinh tế thuộc trƣờng Đại học Lincoln đã công bố công trình nghiên cứu
“Phân tích thực nghiệm tỷ suất sinh lợi của thị trƣờng chứng khoán loại A
của Trung Quốc”
“Nguồn: Liu Yaguang, “An Empirical Cross- Section Analysis of Stock
Returns on the Chinese A- Share Stock Market”, 2009.”
Bài nghiên cứu kiểm định hiệu quả của mô hình ba nhân tố Fama- French
(1993) trong việc dự báo TSSL của các chứng khoán loại A thuộc thị trƣờng
chứng khoán Trung Quốc trong khoảng thời gian từ năm 1996 đến năm
2005. Từ đó, tác giả xem xét khả năng ứng dụng của mô hình ba nhân tố
Fama- French vào thực tế cả thị trƣờng chứng khoán Trung Quốc và đánh
giá xem liệu mô hình này có hiệu quả hơn trong việc dự báo TSSL của
chứng khoán so với mô hình CAPM truyền thống hay không.
Kết quả nghiên cứu cho thấy khi thêm nhân tố SMB vào mô hình CAPM thì
tất cả các hệ số hồi quy của nhân tố thị trƣờng đều mang giá trị dƣơng và có ý nghĩa thống kê, giá trị R2 điều chỉnh của cả sáu danh mục chứng khoán
tăng trung bình 3%. Ở thị trƣờng chứng khoán Trung Quốc, nhân tố quy mô
Trang 11
có quan hệ nghịch chiều với TSSL, bằng chứng là danh mục chứng khoán
quy mô nhỏ có hệ số hồi quy theo quy mô mang giá trị dƣơng, còn hệ số hồi
quy theo quy mô của danh mục chứng khoán quy mô lớn mang giá trị âm. Khi tác giả đƣa nhân tố BE/ME vào mô hình CAPM thì giá trị R2 điều chỉnh
tăng khoảng 3%. Sau đó, ông cho cả hai nhân tố quy mô và nhân tố giá trị kết hợp với nhân tố thị trƣờng. R2 điều chỉnh của mô hình ba nhân tố cho kết
quả cao hơn của mô hình CAPM khoảng 6.6%. Ngoài ra, khi tác giả xem xét
hệ số hồi quy chặn của mô hình CAPM và của mô hình ba nhân tố thì thấy
rằng hệ số hồi quy chặn của các danh mục trong mô hình CAPM có ý nghĩa
tại mức ý nghĩa 1%; trong khi các hệ số hồi quy chặn của mô hình ba nhân tố
lại không có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1%. Nhƣ vậy, có thể khẳng
định mô hình ba nhân tố Fama- French giải thích TSSL tốt hơn nhiều so với
mô hình CAPM.
Trải qua hơn hai thập kỷ, cùng với nhiều nghiên cứu thực nghiệm kiểm định mô
hình ba nhân tố Fama- French ở nhiều thị trƣờng chứng khoán Quốc tế đã chứng
minh mô hình Fama- French có tầm ảnh hƣởng rất lớn. Tuy nhiên, mô hình này vẫn
vƣớng phải hạn chế nhất định khi nó không thể giải thích đƣợc nhiều mẫu hình
TSSL của tài sản. Ví dụ điển hình nhƣ mối quan hệ đồng biến giữa TSSL trung bình
với lợi nhuận kỳ trƣớc trong ngắn hạn và thu nhập bất thƣờng; hay mối quan hệ
nghịch biến giữa TSSL trung bình với kiệt quệ tài chính, phát hành cổ phiếu và tăng
trƣởng tài sản. Vì vậy, Long Chen và Lu Zhang đƣa ra mô hình ba nhân tố mới kỳ
vọng có thể giải thích tốt hơn mô hình ba nhân tố của Fama- French.
Mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu Zhang.
Long Chen- Lu Zhang xây dựng mô hình ba nhân tố mới dựa trên lý thuyết Tobin’s
Q của James Tobin thông qua việc thiết lập phƣơng trình tổng quát về điều kiện tối
ƣu hóa giá trị doanh nghiệp:
Trang 12
Πj1 + 1 – δ (2.3) rj = 1 + α(Ij0/Aj0)
Với:
: tỷ lệ chiết khấu ròng. rj
: tỷ suất sinh lợi vốn biên (tỷ suất sinh lợi trên tài sản). Πj1
: giá trị thanh khoản biên của vốn. 1 – δ
: chi phí mua đầu tƣ biên = 1. 1
: chi phí điều chỉnh biên. α(Ij0/Aj0)
Phƣơng trình 2.3 nói rằng lợi nhuận đầu tƣ biên chiết khấu về thời điểm 0 phải bằng
với chi phí đầu tƣ biên. Điều này có nghĩa tỷ suất sinh lợi đầu tƣ là tỷ lệ lợi nhuận
đầu tƣ biên vào thời điểm 1 chia cho chi phí đầu tƣ biên vào thời điểm 0 sẽ bằng tỷ
lệ chiết khấu, theo Cochrane (1991). “Nguồn:Long Chen & Lu Zhang, “A Better
Three- Factor Model That Explains More Anomalies”, Journal of Financial
Economics, No. 2, April 2010.”
Long Chen- Lu Zhang sử dụng điều kiện tối ƣu (phƣơng trình 2.3) để phát triển các
giả thuyết có thể kiểm chứng đƣợc cho TSSL. Các yếu tố thị trƣờng, yếu tố đầu tƣ
và yếu tố TSSL trên tổng tài sản giải thích sự biến đổi trong TSSL kỳ vọng. Các tác
giả cho rằng mô hình ba nhân tố mới tốt hơn so với các mô hình định giá tài sản
truyền thống trong việc giải thích các bất thƣờng liên quan đến TSSL kỳ trƣớc ngắn
hạn, kiệt quệ tài chính, phát hành cổ phần ròng, tăng trƣởng tài sản, thu nhập bất
thƣờng và các tỷ số giá trị. Bằng trực giác mối quan hệ giữa các nhân tố trong mô
hình Long Chen- Lu Zhang (2010) với TSSL tài sản:
- Đầu tƣ dự đoán TSSL bởi với dòng tiền kỳ vọng cho trƣớc, chi phí sử dụng
vốn cao nghĩa là NPV của vốn mới thấp, dẫn đến đầu tƣ thấp; trong khi chi
phí sử dụng vốn thấp nghĩa là NPV của vốn mới cao, dẫn đến đầu tƣ cao.
- ROA dự đoán tỷ suất sinh lợi bởi ROA dự kiến cao có liên quan đến đầu tƣ
thấp nghĩa là tỷ suất chiết khấu cao. Tỷ suất chiết khấu cao cần thiết để bù
đắp ROA dự kiến cao nhằm làm cho NPV của vốn mới thấp, do đó đầu tƣ
Trang 13
thấp. Nếu tỷ suất chiết khấu không đủ cao để trung hòa ROA dự kiến cao,
các công ty thay vào đó sẽ quan sát những NPV cao của vốn mới và đầu tƣ
nhiều hơn. Tƣơng tự, ROA dự kiến thấp liên quan đến đầu tƣ cao, nghĩa là tỷ
lệ chiết khấu thấp. Nếu tỷ suất chiết khấu không đủ thấp để trung hòa ROA
dự kiến thấp, các công ty thay vào đó sẽ quan sát những NPV thấp của vốn
mới và đầu tƣ ít hơn.
Thành quả của mô hình ba nhân tố mới kết hợp với ý nghĩa kinh tế dựa trên lý
thuyết Tobin’s Q cho thấy mô hình có thể đƣợc sử dụng để đo lƣờng TSSL kỳ vọng
trong thực tế.
Long Chen- Lu Zhang kiểm định giả thuyết ROA và đầu tƣ bằng cách sử dụng
phƣơng pháp tiếp cận danh mục đầu tƣ Fama- French. Hai tác giả xây dựng các yếu
tố chung dựa vào đầu tƣ trên tài sản và ROA theo cách tƣơng tự mà Fama- French
(1993, 1996) đã xây dựng theo quy mô và giá trị. Mô hình đƣợc xây dựng trên
NYSE, Amex và NASDAQ từ tháng 01/1972 đến tháng 12/2006, gồm 3 nhân tố:
- Phần bù thị trƣờng.
- Phần bù đầu tƣ.
- Phần bù TSSL trên tổng tài sản – ROA.
Mô hình ba nhân tố Long Chen- Lu Zhang:
(2.4) ri – rf = α + βMKTrMKT + βINVrINV + βROArROA + Ԑ
Trong đó:
: tỷ suất sinh lợi kỳ vọng của danh mục tài sản i. ri
: tỷ suất sinh lợi phi rủi ro. rf
: phần bù rủi ro thị trƣờng. rMKT
: phần bù đầu tƣ. rINV
: phần bù TSSL trên tổng tài sản. rROA
: hệ số hồi quy thị trƣờng. βMKT
: hệ số hồi quy của nhân tố đầu tƣ. βINV
: hệ số hồi quy của nhân tố ROA. βROA
: để mô hình có hiệu quả đầy đủ thì α nên tiến dần về 0. α
Trang 14
: sai số ngẫu nhiên. Ԑ
Nền tảng xây dựng mô hình là thuyết Tobin’s Q về quyết định đầu tƣ, theo đó:
q = giá trị thị trƣờng/giá trị vốn góp của công ty = ME/BE (2.5)
“q” là hiện giá thuần của dòng tiền tƣơng lai tạo ra từ một đồng vốn tăng thêm.
- Nếu q > 1: công ty nên đầu tƣ thêm vì việc đầu tƣ sẽ mang lại lợi nhuận cao
hơn chi phí bỏ ra.
- Nếu q < 1: công ty nên bán bớt tài sản vì chúng không tạo ra lợi nhuận và
không đạt đến mức hữu dụng tối đa.
Trong cả hai trƣờng hợp, q sẽ tiến về 1, là trạng thái cân bằng đầu tƣ và công ty
không cần phải thay đổi gì nữa. Nếu lãi suất dùng để chiết khấu cao thì làm giảm q,
do đó làm giảm đầu tƣ. Điều này nghĩa là đầu tƣ thấp thì TSSL mong đợi cao. Nếu
lãi suất dùng để chiết khấu thấp thì q tăng, công ty tăng đầu tƣ, cũng có nghĩa là đầu
tƣ cao thì TSSL mong đợi thấp.
ROA cũng dự báo TSSL vì một ROA mong đợi cao phải tƣơng ứng với một lãi suất
chiết khấu cao. Nếu lãi suất chiết khấu (tức TSSL) không cao tƣơng ứng thì nhà đầu
tƣ sẽ nhận thấy rằng giá trị hiện tại của vốn mới cao và sẽ đầu tƣ nhiều hơn. Trƣờng
hợp ROA thấp thì ngƣợc lại.
Long Chen- Lu Zhang sử dụng hồi quy chuỗi thời gian đơn giản kiểm định mô hình
nhân tố lý thuyết Tobin’s Q theo những danh mục hình thành trên hàng loạt các
biến bất thƣờng.
- Nhân tố đầu tư.
Đầu tƣ trên tài sản - I/A (Investment on Asset) là tổng thay đổi hằng năm
trong tài sản cố định và hàng tồn kho chia cho giá trị sổ sách tổng tài sản
năm trƣớc.
Trong đó:
Tài sản cố định: là những tài sản dài hạn, do doanh nghiệp nắm giữ để sử
dụng cho hoạt động sản xuất kinh doanh, có thời gian sử dụng trong
Trang 15
nhiều năm, nhƣ: động sản, bất động sản, máy móc, phƣơng tiện, trang
thiết bị,….
Hàng tồn kho: là tài sản ngắn hạn, đƣợc sử dụng trong một kỳ sản xuất
kinh doanh bình thƣờng, nhƣ: hàng hóa, nguyên vật liệu, sản phẩm dở
dang,….
Cách tính này cho thấy đầu tƣ dài hạn vào tài sản cố định và đầu tƣ ngắn hạn
vào hàng tồn kho.
Nhân tố đầu tƣ đƣợc tính căn cứ theo các danh mục mô phỏng đầu tƣ. Giống
Fama- French, vào tháng 6 mỗi năm, Long Chen và Lu Zhang chia các
chứng khoán thành:
3 nhóm theo I/A với các điểm gãy 30%- 40%- 30% về giá trị, lần lƣợt
tƣơng ứng với L (low- thấp)- M (medium- trung bình)- H (high- cao).
Chia theo quy mô thành 2 nhóm với điểm gãy 50%- 50%, tƣơng ứng với
S (small- nhỏ)- B (big- lớn).
Điều này dựa trên kết quả của Fama- French năm 2008 cho rằng độ lớn của
tăng trƣởng tài sản thay đổi nhiều với các quy mô khác nhau: tăng trƣởng
mạnh với chứng khoán vốn hóa nhỏ và hầu nhƣ không tăng trƣởng đối với
chứng khoán vốn hóa lớn, do đó cần xét đến yếu tố quy mô trong nhân tố đầu
tƣ.
Các tác giả xây dựng nên 6 danh mục S/L, S/M, S/H, B/L, B/M và B/H
bằng cách kết hợp 2 nhóm theo quy mô và 3 nhóm theo I/A. Ký hiệu của mỗi
danh mục có ý nghĩa, chẳng hạn nhƣ: S/L là danh mục gồm cổ phiếu của
những công ty có quy mô nhỏ và tỷ lệ I/A thấp, cách lập luận tƣơng tự cho
những danh mục còn lại. Với 6 danh mục này, TSSL hằng tháng của mỗi
danh mục đƣợc tính với trọng số là phần trăm vốn hóa mỗi chứng khoán
trong danh mục.
Nhân tố đầu tƣ - rINV đƣợc tính bằng cách lấy TSSL trung bình của hai danh
mục có I/A thấp (S/L và B/L) trừ cho TSSL trung bình của hai danh mục có
I/A cao (S/H và B/H).
Trang 16
- Nhân tố ROA.
Long Chen- Lu Zhang xây dựng rROA bằng cách phân loại ROA hiện tại vì
ROA có ý nghĩa rất lớn. Fama- French (2006) cho rằng lợi nhuận hiện tại là
yếu tố dự báo mạnh nhất về lợi nhuận tƣơng lai, và việc đƣa thêm biến hồi
quy độc lập trong tính toán lợi nhuận kỳ vọng sẽ làm giảm khả năng giải
thích TSSL của cổ phiếu tƣơng lai. Mặc khác, vì rROA là nhân tố thích hợp
nhất để giải thích thu nhập bất thƣờng, TSSL kỳ trƣớc và những ảnh hƣởng
của kiệt quệ nên hai tác giả sử dụng cách tiếp cận tƣơng tự để xây dựng nhân
tố ROA.
Long Chen- Lu Zhang đo lƣờng ROA bằng cách lấy thu nhập trƣớc khi phát
sinh các khoản thu nhập bất thƣờng chia cho tổng tài sản của quý cuối.
Mỗi tháng, từ tháng 01/1972 đến tháng 12/2006, hai ông phân loại các cổ
phiếu ở NYSE, Amex và NASDAQ và hình thành 6 danh mục S/L, S/M,
S/H, B/L, B/M và B/H từ việc kết hợp:
3 nhóm chứng khoán với các điểm gãy 30%- 40%- 30% theo ROA hàng
quý từ 4 tháng trƣớc, tƣơng ứng với L- M- H. Các tác giả giả định độ trễ
4 tháng để đảm bảo thông tin kế toán yêu cầu đƣợc biết đến trƣớc khi xây
dựng danh mục. Lựa chọn độ trễ 4 tháng giúp củng cố kết quả của tác giả.
2 nhóm chứng khoán theo quy mô với điểm gãy 50%- 50%, tƣơng ứng
với S- B.
Ý nghĩa ký hiệu của các danh mục lúc này sẽ có đôi chút thay đổi, ví dụ nhƣ:
S/L sẽ là danh mục gồm cổ phiếu của những công ty có quy mô nhỏ và ROA
thấp, tƣơng tự cho các danh mục còn lại.
Nhân tố ROA - rROA đƣợc tính bằng cách lấy TSSL trung bình của hai danh
mục có ROA cao (S/H và B/H) trừ cho TSSL trung bình của hai danh mục
có ROA thấp (S/L và B/L).
Trang 17
Từ kết quả kiểm định mô hình ba nhân tố mới, Long Chen và Lu Zhang đƣa ra mối
quan hệ ngƣợc chiều giữa TSSL mong đợi với đầu tƣ trên tài sản - I/A; đầu tƣ trên
tài sản mà hai tác giả tính đến là phát hành cổ phần mới, tăng trƣởng tài sản, tỷ số
giá trị ME/BE, tăng trƣởng doanh thu dài hạn trong quá khứ, TSSL dài hạn trong
quá khứ. Điều này cũng phù hợp với mô hình của Fama- French về mối quan hệ
BE/ME với TSSL: những công ty có BE/ME cao đòi hỏi một TSSL cao hơn những
công ty có BE/ME thấp. Theo lý giải của Long Chen- Lu Zhang dựa vào thuyết
Tobin’s Q thì công ty có BE/ME cao cho thấy q < 1, công ty đầu tƣ ít và đạt TSSL
trung bình cao hơn những công ty có BE/ME thấp (lãi suất dùng chiết khấu cao
hơn, làm cho q thấp). Đồng thời Long Chen- Lu Zhang cũng đƣa ra mối quan hệ
cùng chiều giữa ROA mong đợi với TSSL mong đợi.
Mô hình ba nhân tố mới Long Chen- Lu Zhang đƣợc công bố năm 2010 nhƣng do
mức độ ảnh hƣởng của mô hình ba nhân tố Fama- French lớn nên hiếm thấy những
bài nghiên cứu thực nghiệm kiểm định mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu
Zhang, mà chủ yếu là các bài nghiên cứu kiểm định mô hình ba nhân tố Fama-
French.
Qua những lý thuyết về mô hình định giá tài sản vốn CAPM, mô hình ba nhân tố
của Fama- French và mô hình ba nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang, ta thấy
đƣợc tầm ảnh hƣởng của các nhân tố thị trƣờng, quy mô, giá trị, xu hƣớng, đầu tƣ
trên tài sản và ROA lên tỷ suất sinh lợi của chứng khoán; là cơ sở để tiến hành kiểm
định và so sánh mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu Zhang với mô hình ba nhân
tố của Fama- French ở thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, mà cụ thể là chứng khoán
niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán TP.HCM trong phần tiếp theo.
Trang 18
3. DỮ LIỆU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Dữ liệu nghiên cứu.
Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu “Mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu Zhang
có giải thích cho tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam tốt hơn mô
hình ba nhân tố của Fama- French hay không?” nghiên cứu này sử dụng mẫu là
các cổ phiếu thƣờng của các công ty phi tài chính niêm yết trên SGDCK TP.HCM.
Lý do của việc chọn mẫu này là vì SGDCK TP.HCM có thời gian hoạt động dài
hơn so với SGDCK Hà Nội nên sẽ cung cấp các chuỗi dữ liệu dài hơn để phân tích
thống kê. Mặc khác, SGDCK TP.HCM có quy mô lớn hơn (về quy mô giao dịch,
quy mô niêm yết, giá trị vốn hóa,…) nên sẽ đại diện tốt hơn cho thị trƣờng Việt
Nam. Về thị trƣờng phi chính thức, ở Việt Nam, thị trƣờng này cũng khá lớn. Tuy
nhiên, dữ liệu của các công ty trên thị trƣờng phi chính thức không đầy đủ và khó
tiếp cận nên tác giả không đƣa vào mẫu chọn.
Phỏng theo phƣơng pháp của Fama- French (1993), tác giả chỉ chọn những công ty
phi tài chính có vốn cổ phần không âm trên SGDCK TP.HCM để xây dựng các
danh mục theo quy mô (ME), giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng (BE/ME), đầu tƣ
trên tài sản (I/A) và ROA. Số lƣợng công ty trong mẫu thay đổi từ 17 công ty vào
năm 2005 lên 165 công ty vào năm 2012. Lý do của việc chọn khoảng thời gian này
vì trƣớc năm 2005 số lƣợng các công ty niêm yết trên sàn giao dịch Thành phố Hồ
Chí Minh khá ít và sàn giao dịch có những khoảng thời gian chỉ giao dịch 3 ngày
trong tuần là thứ hai, thứ tƣ và thứ sáu. Nhƣ vậy, với các giới hạn về đối tƣợng và
thời gian nghiên cứu, bài viết sẽ tập trung vào phân tích 165 công ty niêm yết tại
HOSE (Phụ lục 1).
Ứng với mỗi công ty trong mẫu, tác giả thu thập các dữ liệu:
- Giá cổ phiếu: là giá đóng cửa cuối mỗi ngày giao dịch; giá này đã đƣợc điều
chỉnh để phản ảnh cổ tức cổ phiếu, cổ phiếu thƣởng và cổ tức tiền mặt. Dữ
liệu giá chƣa điều chỉnh và giá đã đƣợc điều chỉnh đƣợc thu thập tại website
của Fpt Securities.
Trang 19
- Báo cáo tài chính giữa niên độ và báo cáo tài chính năm của các công ty
đƣợc lấy từ website của SGDCK TP.HCM. Hầu hết các báo cáo đều đã đƣợc
soát xét đối với BCTC giữa niên độ và đƣợc kiểm toán đối với BCTC năm.
Việc tập hợp BCTC nhằm thu thập một số dữ liệu, nhƣ: giá trị hàng tồn kho,
nguyên giá tài sản cố định, giá trị tổng tài sản, vốn chủ sở hữu, lợi nhuận
thuần từ hoạt động kinh doanh cũng nhƣ số lƣợng cổ phiếu phổ thông đang
lƣu hành, số lƣợng cổ phiếu ƣu đãi (nếu có)….
Bên cạnh đó, một số dữ liệu cũng cần thu thập thêm:
- Lãi suất phi rủi ro: là lãi suất của tài sản phi rủi ro. Dựa theo Thông tƣ số
146/2007/TT- BTC ngày 06/12/2007 “Tỷ suất lợi nhuận thu được từ các
khoản đầu tư không rủi ro được tính bằng lãi suất của trái phiếu Chính Phủ
có kỳ hạn 5 năm…”, bài viết sử dụng lãi suất của trái phiếu Chính phủ kỳ
hạn 5 năm do Kho bạc Nhà nƣớc phát hành. Số liệu lấy từ website của
Chứng khoán Tân Việt. Lãi suất này là lãi suất trúng thầu của các đợt đấu
thầu loại trái phiếu Chính phủ 5 năm của Kho bạc Nhà nƣớc, với những đợt
không có lãi suất trúng thầu sẽ giữ nguyên lãi suất của đợt trƣớc.
- Tỷ suất sinh lợi thị trƣờng đƣợc tính dựa vào chỉ số giá VN- Index.
3.2 Phƣơng pháp nghiên cứu.
3.2.1 Phƣơng pháp xử lý dữ liệu.
3.2.1.1 Tỷ suất sinh lợi.
Sau khi thu thập đầy đủ giá của các loại chứng khoán có liên quan đến mẫu hình
nghiên cứu, tôi tiến hành tính tỷ suất sinh lợi:
Tỷ suất sinh lợi tuần của danh mục.
Dựa vào giá đóng cửa hằng ngày của cổ phiếu, chọn kỳ để chạy mô hình là tuần, từ
đó xác định TSSL tuần. Lƣu ý rằng, giá đóng cửa đƣợc tính ở đây là giá đã đƣợc
điều chỉnh theo các sự kiện chia/ tách cổ phiếu, trả cổ tức trong các ngày giao dịch
không hƣởng quyền.
Trang 20
Mặc dù, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam chính thức đi vào hoạt động từ năm
2000 nhƣng vì dữ liệu cập nhật chƣa đầy đủ nên không thể tính TSSL theo tháng
hoặc theo năm, tôi cũng không chọn tính TSSL ngày vì sẽ bị ảnh hƣởng bởi biên độ
dao động. Từ ngày 01/01/2005 đến ngày 31/12/2012, mẫu quan sát trong 8 năm,
tƣơng ứng với 414 tuần.
Gọi : giá của cổ phiếu tại tuần t. Pt
: giá của cổ phiếu tại tuần t- 1. Pt-1
Pt – Pt-1 (3.1) TSSL tuần của cổ phiếu (rt) = Pt-1
Từ đó, TSSL tuần của danh mục đƣợc tính bằng giá trị trung bình TSSL tuần của
các cổ phiếu trong danh mục.
Tỷ suất sinh lợi thị trƣờng.
Giá trị thƣờng đƣợc sử dụng để tính tỷ suất sinh lợi thị trƣờng là chỉ số của thị
trƣờng - nơi mà cổ phiếu đang niêm yết. Theo đó, vì các cổ phiếu trong mẫu chọn
đƣợc niêm yết tại HOSE nên tôi chọn chỉ số VN- Index.
Tỷ suất sinh lợi thị trƣờng đƣợc tính dựa vào sự thay đổi của chỉ số giá VN- Index.
: chỉ số giá VN- Index tại tuần t. Gọi VN- Indext
: chỉ số giá VN- Index tại tuần t- 1. VN- Indext-1
VN-Indext – VN-Indext-1 (3.2) TSSL tuần của VN- Index (rVN- Index) = VN-Indext-1
Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Là tỷ suất sinh lợi thu đƣợc từ các khoản đầu tƣ không rủi ro, đƣợc tính dựa vào lãi
suất trái phiếu Chính Phủ có kỳ hạn 5 năm.
Nhƣ đã đề cập ở phần Dữ liệu nghiên cứu, TSSL phi rủi ro đƣợc tính căn cứ vào
lãi suất trúng thầu của các đợt đấu thầu loại trái phiếu Chính phủ 5 năm của Kho
bạc Nhà nƣớc. Với những đợt không có lãi suất trúng thầu sẽ giữ nguyên lãi suất
Trang 21
của đợt trƣớc. Sau khi thu thập số liệu, tôi tính đƣợc lãi suất trái phiếu trung bình từ
năm 2005 đến năm 2012 khoản 11%/năm. Nhƣ vậy, khi đƣa vào mô hình với kỳ
quan sát “tuần” thì lãi suất phi rủi ro là 0.2110%/tuần.
3.2.1.2 Các nhân tố mô phỏng.
Để có thể so sánh mô hình ba nhân tố của Fama- French và mô hình ba nhân tố mới
của Long Chen- Lu Zhang, tác giả xây dựng đầy đủ các nhân tố của 2 mô hình dựa
vào những yếu tố có liên quan.
- Quy mô công ty (ME).
Bài viết sử dụng “giá trị vốn hóa thị trường” để đo lƣờng quy mô công ty.
Giá trị vốn hóa Giá cổ phiếu Số lƣợng cổ phiếu = x (3.3) thị trƣờng trên thị trƣờng đang lƣu hành
Vào tháng 6 của mỗi năm t từ năm 2005 đến năm 2012, tất cả chứng khoán
trong mẫu chọn đƣợc sắp xếp theo quy mô. Quy mô trung vị đƣợc dùng để
chia cổ phiếu thành 2 nhóm: nhỏ (small – S) và lớn (big – B).
Nếu quy mô của một công ty nhỏ hơn hoặc bằng 50% giá trị vốn hóa
trung bình của toàn bộ thị trƣờng thì đƣợc xếp vào nhóm có quy mô nhỏ.
Nếu quy mô của một công ty lớn hơn 50% giá trị vốn hóa trung bình của
toàn bộ thị trƣờng thì đƣợc xếp vào nhóm có quy mô lớn.
- Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của cổ phiếu (BE/ME).
Đúng nhƣ với tên gọi của nó, BE/ME đƣợc tính bằng cách lấy giá trị sổ sách
(BE) chia cho giá trị thị trƣờng của cổ phiếu (ME).
Giá trị sổ sách của cổ phiếu – BE đƣợc xác định là:
Thuế hoãn lại Giá trị sổ sách Giá trị sổ sách và ƣu đãi thuế BE = + - của cổ phiếu (3.4) của VCSH (*) đầu tƣ (nếu có – ƣu đãi (**) trên CDKT)
Trang 22
Theo Fama- French (1993):
(*) Không sử dụng những công ty có giá trị sổ sách âm.
(**) Sử dụng giá trị mua lại, thanh lý hoặc theo mệnh giá (theo thứ tự ƣu
tiên) để ƣớc tính giá trị của cổ phiếu ƣu đãi.
Vào cuối tháng 12 của năm t- 1, ta xác định BE/ME, giá trị này sau đó đƣợc
sắp xếp theo thứ tự tăng dần trong tập hợp các cổ phiếu đang nghiên cứu và
chia thành 3 nhóm theo tỷ lệ 30%- 40%- 30%, tƣơng ứng với các mức độ:
thấp (low- L) – trung bình (medium- M) – cao (high- H).
Từ tổ hợp của 2 nhóm theo quy mô (S và B) và 3 nhóm theo BE/ME (L, M và H)
hình thành 6 danh mục S/L, S/M, S/H, B/L, B/M và B/H với ý nghĩa:
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/L
cũng có mặt trong nhóm BE/ME thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/M
cũng có mặt trong nhóm BE/ME trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/H
cũng có mặt trong nhóm BE/ME cao.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/L
cũng có mặt trong nhóm BE/ME thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/M
cũng có mặt trong nhóm BE/ME trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/H
cũng có mặt trong nhóm BE/ME cao.
TSSL tuần của mỗi danh mục là bình quân gia quyền TSSL các chứng khoán trong
danh mục, với tỷ trọng là phần trăm vốn hóa của chứng khoán trong danh mục.
Sau khi có đƣợc 6 danh mục S/L, S/M, S/H, B/L, B/M và B/H, ta tính đƣợc hai
nhân tố SMB và HML.
Nhân tố quy mô (SMB – Small Minus Big).
Trang 23
Mô phỏng nhân tố rủi ro của TSSL liên quan đến quy mô, là chênh lệch TSSL tuần
của các nhóm công ty có quy mô nhỏ so với nhóm công ty có quy mô lớn.
S/L+ S/M+ S/H B/L+ B/M+ B/H SMB = (3.5) - 3 3
Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng (HML- High Minus Low).
Mô phỏng nhân tố rủi ro của TSSL liên quan đến tỷ lệ BE/ME, là chênh lệch TSSL
tuần của nhóm công ty có tỷ số BE/ME cao so với nhóm công ty có tỷ số BE/ME
thấp.
S/H + B/H S/L + B/L - HML = (3.6) 2 2
- Đầu tư trên tài sản (I/A).
Vào tháng 6 mỗi năm t, ta chia cổ phiếu trong mẫu chọn thành 3 nhóm theo
I/A với điểm gãy 30%- 40%- 30% tƣơng ứng với thấp (low- L)- trung bình
(medium- M)- cao (high- H) về giá trị; trong đó I/A đƣợc tính:
Thay đổi hằng năm Thay đổi hằng + Đầu tƣ trên nguyên giá TSCD (*) năm trong HTK = (3.7) tài sản (I/A) Giá trị sổ sách Tổng tài sản năm trƣớc
(*) Nguyên giá TSCD là tổng của các tài sản:
Nguyên giá của TSCD hữu hình.
Nguyên giá của TSCD thuê tài chính.
Nguyên giá của TSCD vô hình.
Chi phí xây dựng cơ bản.
Nguyên giá của bất động sản đầu tƣ.
- Tỷ suất sinh lợi trên tài sản (ROA).
Trang 24
Phân nhóm các chứng khoán thành 3 nhóm theo ROA với tỷ lệ 30%- 40%-
30% tƣơng ứng thấp (low- L)- trung bình (medium- M)- cao (high- H). ROA
đƣợc xác định là:
Lợi nhuận thuần từ hoạt động kinh doanh ROA = (3.8) Giá trị Tổng tài sản của năm (t-1)
Theo bài nghiên cứu của Long Chen- Lu Zhang (2010), các ông chia cổ
phiếu thành 3 nhóm với điểm gãy 30% (thấp) - 40% (trung bình) - 30% (cao)
theo ROA hằng quý từ 4 tháng trƣớc để đảm bảo thông tin kế toán đƣợc
thông báo trƣớc khi các danh mục đƣợc hình thành. Tuy nhiên, vì thông tin
dữ liệu của các công ty niêm yết trên HOSE theo quý không đầy đủ nên tôi
sẽ thực hiện chia nhóm danh mục vào cuối tháng 12 mỗi năm t- 1.
Nhân tố đầu tƣ – rINV.
Kết hợp 2 nhóm theo quy mô (S và B) với 3 nhóm theo I/A (L, M và H) hình thành
6 danh mục S/L, S/M, S/H, B/L, B/M và B/H. Ý nghĩa của các danh mục:
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/L
cũng có mặt trong nhóm I/A thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/M
cũng có mặt trong nhóm I/A trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/H
cũng có mặt trong nhóm I/A cao.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/L
cũng có mặt trong nhóm I/A thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/M
cũng có mặt trong nhóm I/A trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/H
cũng có mặt trong nhóm I/A cao.
Trang 25
Từ đó tính đƣợc rINV – là chênh lệch TSSL tuần giữa các danh mục có I/A thấp với
danh mục có I/A cao.
S/LINV + B/LINV S/HINV + B/HINV - (3.9) rINV = 2 2
Nhân tố ROA – rROA.
Cũng nhƣ nhân tố đầu tƣ, các chứng khoán đƣợc chia thành 2 nhóm theo quy mô (S
và B) và 3 nhóm theo ROA (L, M và H) để tạo nên 6 danh mục S/L, S/M, S/H,
B/L, B/M và B/H. 6 danh mục theo nhân tố ROA có ý nghĩa:
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/L
cũng có mặt trong nhóm ROA thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/M
cũng có mặt trong nhóm ROA trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô nhỏ và S/H
cũng có mặt trong nhóm ROA cao.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/L
cũng có mặt trong nhóm ROA thấp.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/M
cũng có mặt trong nhóm ROA trung bình.
: là danh mục bao gồm những công ty có mặt trong nhóm quy mô lớn và B/H
cũng có mặt trong nhóm ROA cao.
Nhân tố rROA đƣợc tính là chênh lệch TSSL tuần của các chứng khoán có ROA cao
trừ cho TSSL tuần của các chứng khoán có ROA thấp.
S/HROA + B/HROA S/LROA + B/LROA - (3.10) rROA = 2 2
Muốn tính đƣợc TSSL tuần của từng danh mục, ta lấy bình quân gia quyền TSSL
các chứng khoán trong danh mục với trọng số là phần trăm vốn hóa thị trƣờng các
chứng khoán trong danh mục.
Trang 26
3.2.2 Các phƣơng pháp phân tích dữ liệu.
Quá trình phân tích dữ liệu gồm ba bƣớc:
Phân tích mối tƣơng quan:
Phân tích mối tƣơng quan nhằm phân tích mối quan hệ giữa các nhân tố giải thích
trong mô hình. Phƣơng pháp này dựa vào ma trận tƣơng quan. Nếu hai hay nhiều
nhân tố tƣơng quan với nhau thì mô hình xuất hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến và có
thể làm kết quả nghiên cứu bị sai lệch. Vì vậy, ta cần phải loại bỏ mối quan hệ giữa
các nhân tố nếu nó xảy ra.
Kiểm định tính dừng:
Trƣớc khi sử dụng các biến độc lập để xây dựng mô hình, ta cần phải đảm bảo các
biến này có tính dừng. Một biến độc lập đƣợc xem là có tính dừng nếu kỳ vọng,
phƣơng sai và hiệp phƣơng sai không đổi theo thời gian. Việc xác định tính dừng
của các biến độc lập rất quan trọng vì nếu chúng không dừng thì sẽ làm hạn chế khả
năng phân tích khi áp dụng các phƣơng pháp hồi quy thông thƣờng.
Sử dụng phƣơng pháp nghiệm đơn vị để kiểm định tính dừng. Dickey- Fuller đƣa ra
tiêu chuẩn kiểm định giả thiết nhƣ sau:
H0: p = 1: chuỗi không dừng
H1: p ≠ 1: chuỗi dừng
Từ đó, để kiểm định H0, ta so sánh giá trị thống kê t tính đƣợc với giá trị thống kê t
của bảng DF. Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê t lớn hơn giá trị t trong bảng DF thì
bác bỏ giả thuyết H0.
Phân tích hồi quy:
Trong bài nghiên cứu của Fama- French (1993) và của Long Chen- Lu Zhang
(2010), các tác giả sử dụng hồi quy theo chuỗi thời gian để kiểm định khả năng giải
thích của các nhân tố đối với tỷ suất sinh lợi.
Trang 27
Theo Fama- French (1993), hồi quy theo chuỗi thời gian rất thuận tiện cho việc
nghiên cứu hai vấn đề quan trọng trong định giá tài sản:
- Các phép hồi quy chuỗi thời gian đƣa ra bằng chứng trực tiếp về vấn đề: nếu
tài sản đƣợc định giá hợp lý, những biến ảnh hƣởng đến TSSL nhƣ: quy mô
(ME) và BE/ME thay thế cho độ nhạy cảm với các nhân tố rủi ro thông
thƣờng của TSSL.
- Các phép hồi quy chuỗi thời gian sử dụng TSSL vƣợt trội nhƣ là các biến
phụ thuộc.
Mô hình hồi quy theo chuỗi thời gian sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất
thông thƣờng – OLS và thực hiện cho từng danh mục đầu tƣ. Tuy nhiên, việc đƣa
vào mô hình cùng lúc nhiều nhân tố sẽ rất khó đánh giá mức độ ảnh hƣởng của từng
nhân tố lên mô hình nên tôi sẽ áp dụng phƣơng pháp chọn từng bƣớc để lần lƣợt
đƣa các biến có ý nghĩa vào mô hình và loại bỏ những biến không có ý nghĩa.
- Bước 1: Hồi quy 1 nhân tố - nhân tố thị trƣờng.
(3.11) ri – rf = a + b(rm – rf) + Ԑ
- Bước 2: Hồi quy 3 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô và nhân tố
giá trị.
(3.12) ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + Ԑ
- Bước 3: Hồi quy 2 nhân tố - nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài
sản.
(3.13) ri – rf = a + k.rINV + g.rROA + Ԑ
- Bước 4: Hồi quy 3 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ
suất sinh lợi trên tài sản.
(3.14) ri – rf = a + b(rm – rf) + k.rINV + g.rROA + Ԑ
- Bước 5: Hồi quy cả 5 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô, nhân tố
giá trị, nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản.
(3.15) ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + k.rINV + g.rROA + Ԑ
Trong đó:
Trang 28
: tỷ suất sinh lợi vƣợt trội của danh mục tài sản i. ri – rf
: nhân tố thị trƣờng. rm – rf
: nhân tố quy mô. SMB
: nhân tố giá trị. HML
: nhân tố đầu tƣ. rINV
: nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản. rROA
: hệ số chặn. a
: hệ số hồi quy của các nhân tố. b, s, h, k, g
: sai số. Ԑ
Trang 29
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Thống kê mô tả.
Các danh mục theo quy mô và BE/ME.
Đầu tiên, tại ngày 30/06 năm t, với t đƣợc tính từ năm 2005 đến năm 2012, các cổ
phiếu trong mẫu đƣợc chia thành hai nhóm theo quy mô (S và B), trong đó:
- Nhóm S gồm các cổ phiếu có quy mô thấp hơn hoặc bằng quy mô trung vị.
- Nhóm B gồm các cổ phiếu có quy mô cao hơn quy mô trung vị.
Tiếp theo, tại ngày 31/12 năm t- 1, cũng với các cổ phiếu trong mẫu chọn, chúng
đƣợc phân thành ba nhóm dựa vào tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng –
BE/ME (L, M và H), trong đó:
- Nhóm L gồm các cổ phiếu có BE/ME thấp.
- Nhóm M gồm các cổ phiếu có BE/ME trung bình.
- Nhóm H gồm các cổ phiếu có BE/ME cao.
Kết hợp hai nhóm theo quy mô và ba nhóm theo BE/ME với nhau, ta đƣợc sáu danh
mục S/L, S/M, S/H, B/L, B/M và B/H.
Đơn vị tính: tỷ đồng
Bảng 4.1: Quy mô trung bình công ty của các danh mục tại ngày 30/06 mỗi năm.
Năm S/L S/M S/H B/L B/M B/H
102.30 81.51 2005
- 263.32 139.62 2006
329.18 324.48 334.43 1,197.13 2007
184.93 192.03 445.20 2008
973.48 2,571.46 7,054.97 3,861.26 173.21 229.80 3,130.82 2009
353.26 1,666.43 2,265.60 1,925.74 1,738.23 1,418.02 775.79 1,409.93 287.72 247.79
123.38 159.53 415.82 217.02 232.30 292.15 4,224.11 2010
Trang 30
Năm S/L S/M S/H B/L
B/H 877.71 2011
111.70 119.54 611.97
193.79 153.20 131.79 3,500.71 2,673.09 184.57 227.32 182.34 3,498.74 B/M 628.85 1,532.28 1,441.05 706.52
2012 Trung 201.68 bình Nguồn: Tác giả tính toán.
Bảng 4.1 cho ta thấy xu hƣớng tăng, giảm quy mô trung bình của các danh mục.
- Xét theo thời gian:
Từ năm 2005- 2007, quy mô trung bình tăng mạnh, cao nhất là năm 2007.
Trong giai đoạn này, nhiều sự kiện lớn đã diễn ra, phần nào đó góp phần vào
sự tăng trƣởng vƣợt bậc của quy mô công ty, nhƣ:
Sự kiện Việt Nam gia nhập WTO.
Tổ chức thành công Hội nghị cấp cao APEC 14.
Năm 2006, 2007 thị trƣờng có nhiều công ty có vốn hóa lớn…
Cùng với khả năng tăng cƣờng vốn đầu tƣ từ nhiều nguồn trong và ngoài
nƣớc, cũng nhƣ những dự báo lạc quan về tình hình kinh tế đã giúp cho các
doanh nghiệp tự tin hơn, mạnh dạn tập trung nguồn lực thúc đẩy tăng trƣởng,
mở rộng quy mô hoạt động sản xuất kinh doanh.
Tuy nhiên, sang năm 2008 - năm đƣợc xem là năm đen tối của nền kinh tế
Thế giới. Khủng hoảng tài chính bùng phát tại Mỹ, kéo theo sự sụp đổ đồng
loạt của nhiều định chế tài chính khổng lồ, thị trƣờng chứng khoán khuynh
đảo và lan rộng ra toàn cầu. Đứng trƣớc tình hình đó, kinh tế- xã hội nƣớc ta
chịu nhiều biến động phức tạp, khó lƣờng: giá dầu thô và giá nhiều loại
nguyên liệu, hàng hóa trên thị trƣờng Thế giới tăng mạnh, kéo theo sự tăng
giá ở mức cao của hầu hết các mặt hàng trong nƣớc; lạm phát tăng cao, lãi
suất biến động… gây ảnh hƣởng đến giá cổ phiếu. Giá cổ phiếu sụt giảm
nghiêm trọng dẫn đến quy mô trung bình của các danh mục có chiều hƣớng
đi xuống giai đoạn 2007- 2009.
Trang 31
Năm 2010, mặc dù cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu vẫn chƣa thực sự bị
đẩy lùi, nội lực kinh tế còn yếu nhƣng kinh tế Việt Nam đã có sự phục hồi
nhanh chóng, đạt đƣợc nhiều kết quả tích cực trên nhiều lĩnh vực, tạo khởi
sắc giúp quy mô trung bình công ty tăng nhẹ. Nhƣng cũng bắt đầu từ giai
đoạn năm 2010- 2012, biến động lãi suất không ngừng đã khiến cho giá cổ
phiếu một lần nữa sụt giảm, đẩy quy mô trung bình đi xuống.
- Xét theo quy mô:
Quy mô tăng mạnh thuộc về các danh mục có quy mô lớn, trong đó danh
mục B/L có quy mô trung bình cao nhất trong 6 danh mục. Chênh lệch quy
mô giữa các danh mục có quy mô lớn với các danh mục có quy mô nhỏ khá
xa.
Bảng 4.2 thể hiện BE/ME trung bình công ty trong các danh mục đầu mỗi năm:
Năm S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.543 0.833 0.411 0.565
- 0.626 0.821 0.391 0.537 0.789 2005 2006
0.304 0.615 0.141 0.291 0.549
0.324 0.5184 0.162 0.282 0.515 2007 2008
1.282 2.255 0.569 1.180 2.075 2009
0.736 1.368 0.373 0.692 1.225 2010
0.824 1.548 0.495 0.850 1.508
1.794 3.615 0.863 1.674 3.073
0.804 1.446 0.426 0.759 1.217
0.438 0.358 0.147 0.172 0.737 0.362 0.553 2011 0.796 2012 Trung 0.445 bình Nguồn: Tác giả tính toán.
Trang 32
Tỷ số BE/ME của các danh mục có sự thay đổi đáng kể qua các năm, có xu hƣớng
giảm dần từ năm 2005- 2008 nhƣng bắt đầu tăng lên từ năm 2008- 2012. Điều này
phù hợp với diễn biến tình hình kinh tế. Sau năm 2008, khi nền kinh tế chƣa hoàn
toàn phục hồi, giá cổ phiếu của các công ty trên thị trƣờng biến động không ngừng
dẫn đến tỷ số BE/ME tăng/ giảm không ổn định.
Với 6 danh mục theo quy mô và BE/ME, ta tính tỷ suất sinh lợi (ri) và tỷ suất sinh
lợi vƣợt trội (ri – rf) theo tuần của mỗi danh mục từ tháng 7 năm t cho đến tháng 6
năm t+ 1 (t đƣợc tính từ năm 2005 đến năm 2012) để đảm bảo giá trị sổ sách của
vốn chủ sở hữu năm t- 1 đã đƣợc biết.
Bảng 4.3: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của các danh mục.
Giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng
Tỷ suất sinh lợi (ri) Độ lệch chuẩn (i)
L M H L M H
-0.00524 -0.00085 -0.00031 0.04251 0.03339 0.04067 Quy mô S
0.00127 0.00194 0.00423 0.03318 0.03924 0.05285 B
Nguồn: Tác giả tính toán.
Bảng 4.3 cho thấy ba danh mục của nhóm công ty quy mô nhỏ có TSSL trung bình
âm và thấp hơn so với TSSL trung bình của ba danh mục thuộc nhóm công ty có
quy mô lớn. Giá trị trung bình của TSSL thay đổi từ -0.00524 đến -0.00031 cho
nhóm quy mô nhỏ và thay đổi từ 0.00127 đến 0.00423 cho nhóm quy mô lớn.
Bảng 4.4: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi vƣợt trội trung bình của các danh mục.
Giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng
H Độ lệch chuẩn () M H L
Tỷ suất sinh lợi vƣợt trội (ri- rf) M -0.00296 -0.00017 L -0.00735 -0.00084 -0.00242 0.04251 0.00213 0.03318 0.03339 0.04067 0.03924 0.05285 Quy mô S B
Nguồn: Tác giả tính toán.
Trang 33
Khi xem xét sự thay đổi của TSSL vƣợt trội theo quy mô từ bảng 4.4, ta cũng thấy
rằng TSSL của danh mục các cổ phiếu thuộc nhóm những công ty có quy mô nhỏ
thấp hơn danh mục các cổ phiếu của những công ty có quy mô lớn. Điều này cho
thấy ảnh hƣởng của nhân tố quy mô nhất quán. Với TSSL trung bình cũng nhƣ
TSSL vƣợt trội theo BE/ME thể hiện mối quan hệ cùng chiều. Hai danh mục có
BE/ME cao có TSSL cao hơn hai danh mục có BE/ME thấp. Về rủi ro, hai danh
mục quy mô nhỏ (S/M và S/H) có rủi ro thấp hơn hai danh mục quy mô lớn (B/M
và B/H), hai danh mục có BE/ME cao (S/H và B/H) có rủi ro cao hơn hai danh mục
có BE/ME trung bình (S/M và B/M), riêng danh mục S/L lại có rủi ro cao hơn danh
mục B/L.
Các danh mục theo quy mô và I/A.
Vào cuối tháng 6 mỗi năm t, với t đƣợc tính từ năm 2005 đến năm 2012, chia các cổ
phiếu trong mẫu chọn thành ba nhóm theo I/A về giá trị với tỷ lệ 30% (low- L) –
40% (medium- M) – 30% (high- H). Sau đó, kết hợp ba nhóm cổ phiếu này với hai
nhóm cổ phiếu theo quy mô (S và B) hình thành nên 6 danh mục cổ phiếu theo nhân
tố đầu tƣ.
Bảng 4.5: Quy mô trung bình và I/A trung bình công ty của các danh mục theo từng
năm.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
Quy mô trung bình công ty của các danh mục
Năm
Đơn vị tính: tỷ đồng 102.18 74.55 102.30 753.35 435.90 537.22 196.44 265.44 208.07 2,502.92 1,072.00 8,157.51 397.12 382.83 307.69 9,175.13 5,684.41 1,025.71 165.95 233.01 170.24 899.14 3,748.14 1,441.47 203.25 209.16 206.46 3,268.05 1,879.07 1,637.88 247.22 288.15 368.37 2,050.18 1,756.05 4,005.89 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Trang 34
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
159.12 139.21 151.67 590.14 1,180.50 3,187.44 105.87 134.82 138.00 891.77 1,305.40 3,196.58
197.14 215.90 206.60 2,516.34 2,132.68 2,898.71
2011 2012 Trung bình I/A trung bình công ty của các danh mục
0.035 0.931 0.158 0.217 0.135 1.039 0.270 0.836 0.102 0.424 0.157 0.613 0.151 0.352 0.071 0.263 -0.063 0.025 -0.111 -0.059 -0.034 -0.059 0.002 -0.068 0.013 0.139 0.150 0.239 0.108 0.156 0.156 0.087 0.141 0.574 0.628 0.814 0.517 0.591 0.389 0.315 -0.149 0.082 -0.179 -0.085 -0.056 -0.027 0.011 -0.055
0.135 0.584 -0.046 0.131 0.496 -0.057
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Trung bình Nguồn: Tác giả tính toán.
Từ bảng 4.5, biến động quy mô trung bình và I/A trung bình công ty của các danh
mục theo:
- Xét theo thời gian:
Cũng nhƣ các danh mục phân loại theo quy mô- BE/ME, quy mô trung bình
của các danh mục theo quy mô- I/A có xu hƣớng tăng lên từ năm 2005 đến
năm 2007, sau đó giảm xuống. Năm 2009- 2010, sau cuộc khủng hoảng kinh
tế toàn cầu, tình hình kinh tế có nhiều tiến triển tốt nên quy mô trung bình
tăng mạnh nhƣng những năm sau đó quy mô lại có chiều hƣớng giảm. Quan
sát năm 2012, có sự khác biệt về biến động quy mô trung bình giữa danh
mục quy mô nhỏ với danh mục quy mô lớn: quy mô của những danh mục
quy mô nhỏ tiếp tục giảm nhƣng quy mô của những danh mục quy mô lớn lại
có chiều hƣớng tăng lên.
Về I/A trung bình, trong giai đoạn 2005- 2012, năm 2007 và năm 2010 là hai
năm có tình hình kinh tế vĩ mô khá ổn định nhất, các công ty đã tranh thủ
Trang 35
tình hình này tăng cƣờng xây dựng cơ sở vật chất kỹ thuật, nâng cao năng
lực sản xuất kinh doanh, mở rộng và phát triển thị trƣờng… làm gia tăng tài
sản cố định, tăng hàng tồn kho. Từ đó đẩy tỷ lệ I/A của hai năm này cao hơn
so với các năm kia.
- Xét theo tỷ lệ đầu tư trên tài sản.
Nhìn chung, quy mô trung bình của những công ty thuộc danh mục quy mô
lớn cao hơn nhiều so với của những công ty thuộc danh mục quy mô nhỏ,
nhƣng về mức độ đầu tƣ vào tài sản thì ngƣợc lại. Dựa vào bảng 4.5, ta có
thể thấy tỷ lệ I/A trung bình của các danh mục quy mô nhỏ hầu hết cao hơn
tỷ lệ I/A trung bình của các danh mục quy mô lớn. Ở Việt Nam, những công
ty quy mô nhỏ thƣờng là những công ty đang trong giai đoạn tăng trƣởng. Họ
có nhiều cơ hội phát triển nhƣng cũng gặp nhiều áp lực cạnh tranh, nhƣ cạnh
tranh về sản phẩm- dịch vụ, cạnh tranh về thị trƣờng,… Chính điều này đã
thúc đẩy các doanh nghiệp đẩy mạnh đầu tƣ vào nhà xƣởng, trang thiết bị…
và duy trì một lƣợng hàng lớn trong kho để đủ khả năng sản xuất kinh doanh,
đáp ứng nhu cầu thị trƣờng. Xét trong cùng quy mô, nhóm danh mục có I/A
càng cao thì I/A trung bình càng tăng.
Các danh mục theo quy mô và ROA.
Để xây dựng 6 danh mục theo quy mô– ROA, 165 chứng khoán đƣợc chọn từ
HOSE sẽ đƣợc chia thành hai nhóm theo quy mô (S - B) và ba nhóm theo ROA với
tỷ lệ 30%- 40%- 30% về giá trị (L – M – H).
Bảng 4.6: Quy mô trung bình và ROA trung bình công ty của các danh mục theo
từng năm.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
Quy mô trung bình công ty của các danh mục
Năm Đơn vị tính: tỷ đồng
Trang 36
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
88.48 74.55 113.85 153.22 594.33 1,046.06 147.78 221.22 247.16 1,195.49 1,333.43 6,446.75 273.85 386.91 340.90 3,814.96 2,038.46 6,752.61 178.46 214.42 200.43 871.60 1,602.58 3,699.69 251.04 171.68 211.27 1,411.67 1,650.81 3,524.19 261.94 298.80 329.93 1,165.28 2,222.52 3,505.66 130.15 152.68 189.05 738.52 1,538.45 2,299.94 109.20 133.43 141.49 865.78 1,774.08 2,600.45
180.11 206.71 221.76 1,277.07 1,594.33 3,734.42
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Trung bình ROA trung bình công ty của các danh mục
0.098 0.241 0.086 0.261 0.114 0.165 0.087 0.168 0.063 0.173 0.080 0.214 0.079 0.232 0.057 0.175 0.056 0.045 0.046 0.038 -0.013 -0.006 0.025 0.002 0.128 0.102 0.104 0.091 0.066 0.103 0.088 0.067 0.223 0.153 0.200 0.190 0.187 0.239 0.202 0.217 0.075 0.053 0.024 0.033 -0.023 0.008 0.021 0.001
0.083 0.204 0.024 0.094 0.201 0.024
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Trung bình Nguồn: Tác giả tính toán.
Trong cùng một quy mô, cả quy mô nhỏ lẫn quy mô lớn, tỷ lệ ROA trung bình công
ty của các danh mục tăng từ 0.024 đến 0.204, không có chênh lệch giữa danh mục
quy mô nhỏ với danh mục quy mô lớn. Biến động ROA trung bình qua các năm
không theo một xu hƣớng nhất định.
4.2 Tƣơng quan giữa các nhân tố giải thích.
Trƣớc khi lần lƣợt hồi quy 5 mô hình đƣợc đề cập ở mục 3.2.2 để kiểm định khả
năng giải thích của các nhân tố đối với TSSL, ta cần xét tƣơng quan giữa các nhân
Trang 37
tố giải thích để đảm bảo các mô hình kiểm định không xuất hiện hiện tƣợng đa cộng
tuyến. Các nhân tố giải thích gồm có:
- Nhân tố thị trƣờng (rm- rf).
- Nhân tố quy mô (SMB).
- Nhân tố giá trị (HML).
- Nhân tố đầu tƣ (rINV).
- Nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản (rROA).
Ma trận tƣơng quan giữa nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô và nhân tố
giá trị.
Bảng 4.7: Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), SMB và HML.
SMB HML
rm - rf 0.00008 -0.00462 0.00395 Tỷ suất sinh lợi
0.04073 0.02525 0.03426
-13.37501 -14.83549 -14.62825
Độ lệch chuẩn Tính dừng - tDF Ma trận tƣơng quan
SMB HML rm - rf
1 -0.02720 -0.08975
-0.02720 1 -0.29586 rm - rf SMB
-0.08975 -0.29586 1 HML
Nguồn: Tác giả tính toán. Kiểm định tính dừng – tDF: xem phụ lục 2
Nhƣ đã trình bày, SMB là chênh lệch TSSL tuần của nhóm công ty có quy mô nhỏ
so với nhóm công ty có quy mô lớn; HML là chênh lệch TSSL tuần của nhóm công
ty có tỷ số BE/ME cao so với nhóm công ty có tỷ số BE/ME thấp. Giá trị trung bình
của SMB mang giá trị âm (-0.00462), cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa quy
mô công ty với TSSL cổ phiếu. TSSL trung bình có xu hƣớng tăng từ những danh
mục các công ty có quy mô nhỏ đến những danh mục các công ty có quy mô lớn.
Với yếu tố HML, danh mục của những công ty có tỷ số BE/ME thấp có giá trị
TSSL thấp hơn danh mục của những công ty có tỷ số BE/ME cao thể hiện qua
Trang 38
TSSL trung bình của HML có giá trị dƣơng (0.00395), nghĩa là tỷ số BE/ME có
tƣơng quan cùng chiều với TSSL cổ phiếu.
Bảng 4.7 cho thấy tƣơng quan của từng cặp nhân tố rm- rf, SMB và HML. Giá trị
tuyệt đối của hệ số tƣơng quan giữa các cặp nhân tố giải thích dao động trong
khoảng [0.02720; 0.29586]. Các hệ số tƣơng quan đều khá nhỏ nên ít có khả năng
xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến. Mặc khác, khi so sánh giá trị tuyệt đối tDF của các
nhân tố rm- rf, SMB và HML với t0.01, t005 và t0.1 “Nguồn: phụ lục 2” thì tDF của
các nhân tố giải thích đều lớn hơn. Điều này có nghĩa là chuỗi dữ liệu của các nhân
tố rm- rf, SMB và HML có tính dừng.
Ma trận tƣơng quan giữa các nhân tố thị trƣờng, nhân tố đầu tƣ và
nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản.
Bảng 4.8: Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), rINV và rROA.
rm - rf rINV rROA
0.00008 -0.00004 0.00196 Tỷ suất sinh lợi
0.04073 0.02927 0.02904 Độ lệch chuẩn
-13.37501 -15.81910 -13.17358
Tính dừng - tDF Ma trận tƣơng quan giữa các nhân tố
rm - rf rINV
1 0.06221 rROA 0.12519
0.06221 1 -0.21165
0.12519 -0.21165 1 rm - rf rINV rROA
Nguồn: Tác giả tính toán. Kiểm định tính dừng – tDF: xem phụ lục 5.
Kết quả thống kê giai đoạn 2005- 2012 cho thấy chỉ số rINV và rROA bình quân trên
HOSE có giá trị tƣơng ứng lần lƣợt là -0.0040%/tuần (xấp xỉ -0.02%/tháng) và
0.196%/tuần (xấp xỉ 0.78%/tháng); trong khi đó, theo kết quả nghiên cứu của Long
Chen- Lu Zhang (2010) trên TTCK Mỹ giai đoạn 1972- 2006, chỉ số rINV và rROA
lần lƣợt là 0.43%/tháng và 0.96%/tháng. Giữa TTCK Việt Nam và TTCK Mỹ:
Trang 39
- Có khác biệt về sự tác động của nhân tố đầu tƣ lên TSSL. rINV giai đoạn
2005- 2012 trên TTCK Việt Nam mang giá trị âm, nghĩa là việc đầu tƣ vào
những chứng khoán có đầu tƣ trên tài sản cao sẽ cho TSSL cao hơn những
chứng khoán có đầu tƣ trên tài sản thấp.
- rROA của TTCK Việt Nam xấp xỉ gần bằng rROA của TTCK Mỹ. rROA mang
giá trị dƣơng cho thấy đầu tƣ vào những chứng khoán có ROA cao thì TSSL
cao hơn khi đầu tƣ vào những chứng khoán có ROA thấp.
Giá trị tuyệt đối của các hệ số tƣơng quan giữa các biến nằm trong khoảng
[0.06221; 0.21165]. Các biến có mối tƣơng quan không cao, đảm bảo các biến giải
thích trong mô hình có thể giải thích tốt cho biến phụ thuộc. Đặc biệt, giá trị tuyệt
đối của các hệ số tƣơng quan này đều nhỏ (nhỏ hơn 0.8) nên ít có khả năng xảy ra
hiện tƣợng đa cộng tuyến. Ngoài ra, khi so sánh giá trị thống kê tDF với t0.01, t0.05 và
t0.1 thì |t| của các nhân tố đều lớn hơn nên chuỗi rINV và rROA có tính dừng.
Ma trận tƣơng quan giữa nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô, nhân tố
giá trị, nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài sản.
Bảng 4.9: Ma trận tƣơng quan giữa (rm- rf), SMB, HML, rINV và rROA.
Ma trận tƣơng quan giữa các nhân tố
SMB HML rm - rf rINV rROA
Correlation (P-value) rm - rf
SMB
HML
rINV
rROA 1 ----- -0.02720 (0.5810) -0.08975 (0.0681) 0.06221 (0.2064) 0.12519 (0.0108) 1 ----- -0.29586 (0.0000) -0.00223 (0.9639) -0.16270 (0.0009) 1 ----- 0.00331 (0.9466) -0.35329 (0.0000) 1 ----- -0.21165 (0.0000) 1 -----
Nguồn: Tác giả tính toán.Các giá trị p- value được thể hiện trong ngoặc đơn.
Trang 40
Giá trị tƣơng quan giữa các nhân tố giải thích nhỏ nhất là -0.35329 và cao nhất là
0.12519. Các giá trị tƣơng quan này đều khá nhỏ nên ít có khả năng xảy ra hiện
tƣợng đa cộng tuyến.
4.3 Kết quả kiểm định.
Mô hình 1 nhân tố - nhân tố thị trƣờng.
Mô hình 1 nhân tố chính là mô hình CAPM. Sử dụng mô hình CAPM để đánh giá
khả năng giải thích của nhân tố thị trƣờng cho TSSL của danh mục.
(3.11) ri – rf = a + b(rm – rf) + Ԑ
Lần lƣợt hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo nhân tố thị trƣờng (rm- rf).
Bảng 4.10: Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô – BE/ME với
nhân tố thị trƣờng.
ri – rf = a + b(rm – rf) + Ԑ
Giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng
L H L H
Quy mô M a M t(a)
S -0.00739 -0.00299 -0.00245 -4.03936 -2.05836 -1.32492
B -0.00088 0.00209 -0.64158 0.85030
-0.00020 b -0.11739 t(b)
S 0.50506 0.38111 0.37911 11.22307 10.65698 8.32998
B 0.42236 13.33709 10.60208 6.98601 0.44741
s.e 0.44613 R2 điều chỉnh
S 0.23228 0.21419 0.14206 0.03725 0.02960 0.03767
0.29986 0.10374 0.21244 0.02777 0.034827 0.05004
B Nguồn: Tác giả tính toán. Xem thêm Phụ lục 3.
Ghi chú:t tới hạn - t0.005(412)= 2.8222; t0.025(412)= 2.24963; t0.05(412)= 1.96574
Trang 41
Qua bảng tổng hợp kết quả hồi quy, ta thấy rằng các mô hình có hệ số chặn a thấp
và đều xấp xỉ gần bằng 0. Điều này có nghĩa là không có sự chênh lệch đáng kể
giữa TSSL thực tế với TSSL kỳ vọng đƣợc ƣớc lƣợng trong mô hình CAPM. Ngoài
ra, dựa vào hệ số chặn a, ta có thể biết chứng khoán đang đƣợc định giá cao hay
thấp; từ đó đƣa ra nhận định ban đầu về thành quả của danh mục.
- Nếu a > 0: TSSL thực lớn hơn TSSL kỳ vọng, nhƣ vậy chứng khoán sẽ đƣợc
định giá thấp. Các nhà đầu tƣ mua vào, áp lực mua làm cho giá chứng khoán
tăng lên.
- Nếu a < 0: TSSL thực thấp hơn TSSL kỳ vọng, đồng nghĩa với việc chứng
khoán đang bị định giá cao. Các nhà đầu tƣ bán ra, áp lực bán làm giá chứng
khoán giảm.
Trong mô hình trên, các danh mục đƣợc định giá cao (a < 0), trừ danh mục B/H.
Các danh mục có hệ số b dƣơng, tuy khá nhỏ so với 1 nhƣng nó vẫn cho thấy các
danh mục chứng khoán trên HOSE giai đoạn 2005- 2012 có độ nhạy cảm với danh
mục thị trƣờng. Giá trị |t| của các hệ số b đều cao hơn so với t tới hạn, chúng có ý
nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%.
Quay trở lại hệ số chặn của 6 danh mục, các hệ số chặn không có ý nghĩa thống kê
đối với danh mục S/H, B/L, B/M và B/H nhƣng lại có ý nghĩa thống kê với danh mục S/L và S/M. Bên cạnh đó, hệ số R2 điều chỉnh của mô hình không cao, dao
động trong khoảng [0.10374; 0.29986], chứng tỏ ngoài nhân tố thị trƣờng còn
những nhân tố khác giải thích cho TSSL.
Mô hình 3 nhân tố của Fama- French (1993).
Theo Fama- French (1993), các tác giả đƣa ra thêm hai nhân tố SMB và HML, kết
hợp hai nhân tố này với nhân tố thị trƣờng để đánh giá khả năng giải thích của
chúng. Ta có mô hình hồi quy ba nhân tố Fama- French:
(3.12) ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + Ԑ
Trang 42
Tiến hành hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô – BE/ME với ba
nhân tố rm- rf, SMB và HML.
Bảng 4.11: Bảng kết quả hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô –
BE/ME với ba nhân tố rm- rf, SMB và HML.
L L H H
Quy mô
-2.53145 -1.35691 -0.00200 -0.00387 -0.00416 -0.00170 -1.43732 -2.46467
M a -0.00159 -0.00217 b
0.41277 0.46470 0.44493 0.49113 0.51709 0.41900 12.95660 13.74836 13.20592 12.88355
s
10.45781 -8.21912 0.70183 -0.42119 0.70972 -0.42909 12.52674 -6.69366
0.55636 -0.18186 h
ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + Ԑ M t(a) -1.23277 -1.32487 t(b) 13.17464 11.66887 t(s) 10.56007 -2.71567 t(h) 7.57144 5.78500 0.00245 -0.28248 0.04942 -7.45226 0.71327 1.00670 17.02011 21.23108
s.e
0.29507 0.28655 R2 điều chỉnh 0.40361 0.30252 0.40300 0.42869 0.53509 0.64765 0.03285 0.02508 0.02578 0.03278 0.02773 0.03137
S B S B S B S B S B Nguồn: Tác giả tính toán. Xem thêm Phụ lục 4.
Ghi chú:t tới hạn - t0.005(412)= 2.8222; t0.025(412)= 2.24963; t0.05(412)= 1.96574
Hệ số chặn a của các mô hình trong bảng kết quả 4.11 xấp xỉ bằng 0, giống nhƣ kết
quả của bảng 4.10, điều này có nghĩa không có chênh lệch đáng kể giữa TSSL thực
tế với TSSL kỳ vọng trong mô hình ba nhân tố của Fama- French.
Hầu hết các hệ số hồi quy của ba nhân tố rm- rf, SMB và HML đều có ý nghĩa thống
kê ở mức 1%, 5% và 10%. Kết quả hồi quy cho thấy cả ba nhân tố đều giải thích
đƣợc cho những thay đổi trong TSSL của các danh mục. Xét hệ số hồi quy của từng
nhân tố, ta thấy rằng hệ số hồi quy của nhân tố thị trƣờng có ý nghĩa thống kê cao
Trang 43
hơn hệ số hồi quy của nhân tố SMB và HML, nhân tố thị trƣờng vẫn giữ vai trò
quan trọng nhất cho việc giải thích những thay đổi của TSSL.
Hệ số hồi quy của nhân tố SMB giữa các nhóm quy mô (S và B) có sự khác biệt:
- Các danh mục quy mô nhỏ có hệ số SMB dƣơng.
- Các danh mục quy mô lớn có hệ số SMB âm.
Cùng với giá trị trung bình của SMB âm (-0.00462), cho thấy những công ty có quy
mô lớn cung cấp TSSL cao hơn những công ty có quy mô nhỏ. Kết quả này trái
ngƣợc với kết quả của Fama- French (1993). Sự khác biệt giữa hai kết quả có thể do
đặc trƣng của thị trƣờng Việt Nam, các công ty quy mô lớn chủ yếu là những công
ty đƣợc cổ phần hóa nhƣng Nhà nƣớc vẫn sở hữu chi phối. “Theo: TS. Trần Thị Hải
Lý, Mô hình 3 nhân tố của Fama và French hoạt động như thế nào trên thị trường
chứng khoán Việt Nam”.
Với nhân tố HML, khi xét trong cùng một quy mô, chứng khoán nào có BE/ME cao
hơn thì có hệ số hồi quy h lớn hơn, điển hình là:
- Hệ số h trong nhóm quy mô nhỏ: 0.71327 > 0.29507 > 0.00245 tƣơng ứng
lần lƣợt với các danh mục S/H > S/M > S/L.
- Hệ số h trong nhóm quy mô lớn: 1.00670 > 0.28655 > -0.28248 tƣơng ứng
lần lƣợt với các danh mục B/H > B/M > B/L.
Cùng với TSSL trung bình HML dƣơng (0.00395), kết quả trên hoàn toàn phù hợp
với kết quả của Fama- French (1993) khi cho rằng những công ty có giá trị sổ sách
trên giá trị thị trƣờng cao có nguy cơ rơi vào kiệt quệ tài chính cao hơn nên phải
cung cấp một phần bù rủi ro đối với nhân tố giá trị lớn hơn cho nhà đầu tƣ. Nhƣ vậy
chứng tỏ nhân tố HML nắm bắt đƣợc những thay đổi trong TSSL mà nhân tố thị
trƣờng và nhân tố SMB chƣa nắm bắt đƣợc. Ta có thể kiểm chứng lại thông qua so
sánh phần bù rủi ro của các nhân tố.
Phần bù rủi ro của các nhân tố đƣợc tính bằng cách lấy TSSL nhân tố (bảng 4.7)
nhân với các hệ số hồi quy nhân tố tƣơng ứng (bảng 4.11) cho mỗi danh mục.
Bảng 4.12: Phần bù rủi ro của các nhân tố trong danh mục theo quy mô- BE/ME.
Trang 44
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.00004 0.00003 0.00004 0.00003 0.00004 0.00004
-0.00324 -0.00257 -0.00328 0.00195 0.00084 0.00198 b.(rm- rf) s.SMB
0.00113 0.00400 -0.00112 0.00113 0.00397 0.00001
h.HML Nguồn: Tác giả tính toán.
Phần bù thị trƣờng của cả 6 danh mục đều dƣơng nhƣng khá thấp, không có chênh
lệch đáng kể giữa các danh mục. Với phần bủ rủi ro quy mô, các danh mục quy mô
nhỏ có phần bù rủi ro âm, trong khi các danh mục quy mô lớn có phần bù rủi ro
dƣơng; điều này có nghĩa các nhà đầu tƣ đòi hỏi TSSL thấp hơn ở những công ty
quy mô nhỏ hơn là những công ty quy mô lớn. Phần bù giá trị tăng dần theo quy mô
và BE/ME. Trở lại với R2 điều chỉnh của các mô hình, từ bảng kết quả hồi quy TSSL vƣợt trội
theo rm- rf (bảng 4.10) và bảng kết quả hồi quy TSSL vƣợt trội theo rm- rf, SMB và HML (bảng 4.11), ta có bảng so sánh R2 điều chỉnh.
Bảng 4.13: So sánh R2 điều chỉnh của mô hình CAPM với mô hình Fama- French.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.23228 0.21419 0.14206 0.29986 0.21244 0.10374 CAPM
0.40300 0.40361 0.53509 0.42869 0.30252 0.64765 Fama- French
Nguồn: bảng 4.10 và bảng 4.11
Khi hồi quy TSSL vƣợt trội theo nhân tố rm- rf, R2 điều chỉnh thấp nhất là 0.10374 và cao nhất là 0.29986; nhƣng khi kết hợp ba nhân tố rm- rf, SMB và HML thì R2 điều chỉnh dao động từ 0.30252 đến 0.64765. Khả năng giải thích của R2 điều chỉnh
các danh mục đƣợc cải thiện, có thể nói mô hình ba nhân tố Fama- French đã giải
thích đƣợc sự thay đổi TSSL trên HOSE tốt hơn mô hình CAPM. Tuy nhiên, giả
thuyết hệ số chặn bằng không trong mô hình Fama- French vẫn bị bác bỏ ở trƣờng hợp danh mục S/L và B/H, cũng nhƣ mức độ R2 điều chỉnh chƣa cao.
Trang 45
Hồi quy 2 nhân tố - nhân tố đầu tƣ và nhân tố tỷ suất sinh lợi trên tài
sản.
Mô hình hồi quy 2 nhân tố, trong đó sử dụng rINV và rROA để giải thích cho TSSL
vƣợt trội của danh mục.
(3.13) ri – rf = a + k.rINV + g.rROA + Ԑ
Bảng 4.14: Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với nhân
tố đầu tƣ và nhân tố ROA.
L H L H
Quy mô
ri – rf = a + k.rINV + g.rROA + Ԑ M a -0.00243 0.00038 -0.00149 0.00307 -3.31094 -0.73852 -0.00682 -0.00119 -0.78695 1.21876
k
-0.05307 -0.17058 -0.14246 0.09398 -1.98096 1.66511 -0.80344 -1.94035
-0.27602 0.18282 -0.47848 -0.48578 -3.80788 3.21353 -7.18690 -5.48224
M t(a) -1.51950 0.19837 t(k) 0.25737 -0.07822 t(g) -4.81253 -4.14944 s.e
0.01439 -0.00518 g -0.27119 -0.27705 R2 điều chỉnh 0.05246 0.03704 0.03266 0.02212 0.10836 0.06496 0.04181 0.03281 0.03250 0.03851 0.03840 0.05111
S B S B S B S B Nguồn: Tác giả tính toán. Xem thêm Phụ lục 6.
Ghi chú:t tới hạn - t0.005(412)= 2.8222; t0.025(412)= 2.24963; t0.05(412)= 1.96574
Ở mức 10%, hệ số hồi quy theo biến rINV có ý nghĩa với danh mục S/L; trong khi
đó, hệ số hồi quy theo biến rROA có ý nghĩa ở tất cả các danh mục. Điều này cho
thấy sự tác động của nhân tố ROA lên TSSL mạnh hơn so với sự tác động của nhân
tố đầu tƣ. Hệ số hồi quy chặn của các danh mục hầu hết không có ý nghĩa, ngoại trừ
danh mục S/L.
Trang 46
Với hệ số R2 điều chỉnh, nếu nhƣ trong mô hình CAPM R2 điều chỉnh dao động
trong khoảng [0.10374; 0.29986] thì ở mô hình kiểm định hai nhân tố rINV và rROA R2 điều chỉnh lại nằm trong khoảng [0.02212; 0.10836], nhỏ hơn rất nhiều so với mô hình CAPM. Chênh lệch hệ số R2 điều chỉnh giữa hai mô hình khá lớn, khẳng
định nhân tố thị trƣờng có ảnh hƣởng mạnh nhất đến TSSL, vƣợt xa hai nhân tố rINV
và rROA. Tuy nhiên,về cơ bản, rINV và rROA vẫn có thể giải thích đƣợc cho TSSL
danh mục nhƣng không mạnh.
Mô hình 3 nhân tố của Long Chen- Lu Zhang (2010).
Hồi quy với mô hình ba nhân tố (rm – rf), rINV và rROA để giải thích cho TSSL vƣợt
trội của danh mục. Đây là mô hình ba nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang:
(3.14) ri – rf = a + b(rm – rf) + k.rINV + g.rROA + Ԑ
Bảng 4.15: Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với ba
nhân tố (rm – rf), rINV và rROA.
ri – rf = a + b(rm – rf) + k.rINV + g.rROA + Ԑ
L H L H
Quy mô
M a -0.00230 0.00053 -0.00665 -0.00106 -0.00135 0.00322 -3.80089 -0.77458 -0.80276 1.38264
b
0.54921 0.43735 0.41459 0.48263 0.43458 0.48494 12.64970 12.90967 10.38820 8.38786
-0.21344 0.03746 -0.10923 -0.23325 -3.48049 0.78291 -1.84858 -2.85633
-0.38759 0.09397 -0.56676 -0.58429 -6.23331 1.93686 -9.45960 -7.05660
M t(a) -1.67554 0.32167 t(b) 12.14915 11.86244 t(k) -0.81305 -1.17550 t(g) -7.27207 -6.43724 s.e
k -0.03919 -0.06755 g -0.35541 -0.37509 R2 điều chỉnh 0.30158 0.28135 0.30252 0.30304 0.29242 0.19997 0.03550 0.02770 0.02790 0.03327 0.03421 0.04728 S B S B S B S B S B
Trang 47
Nguồn: Tác giả tính toán. Xem thêm Phụ lục 7.
Ghi chú:t tới hạn - t0.005(412)= 2.8222; t0.025(412)= 2.24963; t0.05(412)= 1.96574
Kết quả kiểm định cho thấy hệ số chặn của mô hình khá nhỏ, xấp xỉ bằng 0; giá trị
kiểm định của nó không có ý nghĩa thống kê đối với các danh mục, trừ danh mục
S/L. Điều này có nghĩa là chênh lệch giữa TSSL thực tế với TSSL kỳ vọng theo
Long Chen- Lu Zhang không đáng kể.
Với nhân tố thị trƣờng, hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở cả 6 danh mục. So với
nhân tố rINV và rROA, giá trị kiểm định của nhân tố thị trƣờng cao nhất, chứng tỏ
nhân tố thị trƣờng có ý nghĩa giải thích thực sự cho TSSL chứng khoán.
Mẫu hình hệ số của nhân tố rINV diễn biến khá phức tạp:
- Trong danh mục quy mô nhỏ: những công ty giá trị (BE/ME cao) có hệ số
rINV cao hơn những công ty tăng trƣởng (BE/ME thấp).
- Trong danh mục quy mô lớn: những công ty giá trị lại có hệ số rINV thấp hơn
những công ty tăng trƣởng.
Mặc khác, giá trị trung bình của rINV mang giá trị âm (-0.0004). Nhƣ vậy:
- Trong danh mục quy mô nhỏ: các công ty giá trị sẽ có phần bù đầu tƣ thấp
hơn các công ty tăng trƣởng.
- Trong danh mục quy mô lớn: các công ty giá trị sẽ có phần bù đầu tƣ cao
hơn các công ty tăng trƣởng.
Điều này không thỏa với giả thuyết mà Long Chen- Lu Zhang đƣa ra. Theo Long
Chen- Lu Zhang (2010), cổ phiếu giá trị có hệ số nhân tố rINV cao hơn cổ phiếu tăng
trƣởng vì những cổ phiếu có BE/ME cao sẽ có ít cơ hội đầu tƣ nên cần phải có phần
bù đầu tƣ lớn hơn so với những cổ phiếu có BE/ME thấp. Hệ số hồi quy theo nhân
tố đầu tƣ không có ý nghĩa thống kê đối với tất cả các danh mục, trừ danh mục S/L
ở mức ý nghĩa 10%. Trong phạm vi nghiên cứu của bài viết nhận thấy mối quan hệ
giữa BE/ME với hệ số hồi quy của nhân tố đầu tƣ thể hiện chƣa rõ ràng, nhân tố đầu
tƣ tác động lên TSSL danh mục khá mờ nhạt.
Trang 48
Với hệ số rROA, trong cùng quy mô, những công ty giá trị có hệ số rROA thấp hơn
những công ty tăng trƣởng; bên cạnh đó, rROA có giá trị trung bình dƣơng (0.00196),
điều này có nghĩa những công ty giá trị có BE/ME cao, ít có cơ hội đầu tƣ, việc đầu
tƣ ít sẽ làm lợi nhuận giảm, dẫn đến ROA thấp, từ đó gây ảnh hƣởng làm cho TSSL
giảm và ngƣợc lại. Mối tƣơng quan cùng chiều giữa ROA và TSSL danh mục trong
mô hình kiểm định phù hợp với giả thuyết Long Chen- Lu Zhang (2010) đƣa ra cho
rằng với mức đầu tƣ trên tài sản cho trƣớc, những công ty có ROA dự kiến cao sẽ
đạt đƣợc TSSL kỳ vọng cao hơn những công ty có ROA dự kiến thấp.
Ta có thể thấy rõ hơn mối quan hệ giữa các nhân tố rm- rf, rINV và rROA với TSSL
thông qua phần bù rủi ro của các nhân tố theo từng danh mục.
Bảng 4.16: Phần bù rủi ro của các nhân tố: nhân tố thị trƣờng, nhân tố đầu tƣ và
nhân tố ROA.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.00004 0.00003 0.00003 0.00003 0.00004 0.00004
0.00001 0.00000 0.00000 -0.00000 0.00000 0.00001
-0.00076 -0.00070 -0.00111 0.00018 -0.00074 -0.00115
b.(rm – rf) k.rINV g.rROA Nguồn: Tác giả tính toán.
Qua bảng 4.16, phần bù thị trƣờng của cả 6 danh mục phân loại theo quy mô-
BE/ME đều mang giá trị dƣơng. Tuy nhiên, kết quả không cao và không có chênh
lệch đáng kể giữa các danh mục. Đối với nhân tố đầu tƣ, phần bù rủi ro của các
danh mục gần nhƣ bằng không, TSSL của các danh mục cổ phiếu không biến thiên
theo dao động của tỷ lệ đầu tƣ trên tài sản. Chỉ có phần bù rủi ro của nhân tố ROA
cho thấy khá rõ mối liên hệ giữa nhân tố ROA với BE/ME, phần bù rủi ro giảm dần
từ danh mục có BE/ME thấp đến danh mục có BE/ME cao.
Bảng 4.17: So sánh R2 điều chỉnh của mô hình CAPM, mô hình Fama- French và
mô hình Long Chen- Lu Zhang.
Trang 49
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.23228 0.21419 0.14206 0.29986 0.21244 0.10374 CAPM
0.40300 0.40361 0.53509 0.42869 0.30252 0.64765 Fama- French
0.30252 0.30158 0.29242 0.30304 0.28135 0.19997 Long Chen- Lu Zhang
Nguồn: bảng 4.10, bảng 4.11 và bảng 4.15
Trong ba mô hình: mô hình CAPM, mô hình ba nhân tố Fama- French và mô hình ba nhân tố mới Long Chen- Lu Zhang, hệ số R2 điều chỉnh của mô hình Fama- French cao hơn so với hai mô hình còn lại. Khả năng giải thích của R2 điều chỉnh
trong mô hình Long Chen- Lu Zhang đứng thứ hai sau mô hình Fama- French. Từ
đó cho thấy mô hình ba nhân tố mới chƣa giải thích đƣợc nhiều hơn cho TSSL
chứng khoán trên HOSE giai đoạn 2005- 2012.
Hồi quy 5 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, SMB, HML, rINV và rROA.
Qua kiểm định mô hình hồi quy với ba nhân tố (rm- rf), rINV và rROA cho thấy mô
hình Long Chen- Lu Zhang (2010) chƣa thực sự giải thích tốt cho thị trƣờng chứng
khoán Việt Nam; nhƣng liệu rằng khi kết hợp cả năm nhân tố (rm- rf), SMB, HML,
rINV và rROA thì khả năng giải thích của các nhân tố tại thị trƣờng chứng khoán Việt
Nam có tốt hơn hay không?
Vì vậy, tác giả đƣa thêm hai nhân tố rINV và rROA vào bên cạnh ba nhân tố (rm- rf),
SMB và HML để đánh giá khả năng giải thích kết hợp của 5 nhân tố này.
(3.15) ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + k.rINV + g.rROA + Ԑ
Bảng 4.18: Hồi quy 5 nhân tố - nhân tố thị trƣờng, SMB, HML, rINV và rROA.
ri – rf = a + b(rm – rf) + s.SML + h.HML + k.rINV + g.rROA + Ԑ
L H L H
Quy mô
M a -0.00125 -0.00351 -0.00163 -2.22488 -1.18861 M t(a) -0.97853 S
Trang 50
-1.19178 -2.20459 -0.00338 -0.00149
-0.00152 b
0.42330 0.48730 0.45750 0.51428 0.54627 0.42550 14.18155 13.91593 13.66142 13.76926
s
0.64481 -0.51859 0.58477 -0.45854 8.66846 -8.56307 10.99464 -7.92826
0.49523 -0.29811 h
-0.12562 -0.32366 0.64185 0.90888 0.22764 0.15864 -2.38811 -7.75119 14.03474 17.81906
-0.20469 -0.00454 -0.03462 -0.17461 -3.74650 -0.10468 -0.72887 -3.29600
-0.35484 -0.11270 -0.19609 -0.27144 -5.74133 -2.29724 -3.64938 -4.52961
-0.95912 t(b) 13.60897 12.58018 t(s) 9.09137 -4.39447 t(h) 5.35909 2.99887 t(k) -0.09012 -1.16729 t(g) -3.69626 -5.65136 s.e
k -0.00398 -0.06413 g -0.18447 -0.35123 R2 điều chỉnh 0.42106 0.35005 0.45221 0.43352 0.54760 0.66686 0.03146 0.02497 0.02541 0.03164 0.02735 0.03051
B S B S B S B S B S B S B Nguồn: Tác giả tính toán. Xem thêm Phụ lục 8.
Ghi chú:t tới hạn - t0.005(412)= 2.8222; t0.025(412)= 2.24963; t0.05(412)= 1.96574
Hệ số chặn a của tất cả các danh mục không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%
và 5%, có nghĩa là các nhân tố đƣợc đƣa vào mô hình có khả năng giải thích đƣợc
cho TSSL.
Từ kết quả hồi quy ở bảng 4.18, hệ số hồi quy của các nhân tố giải thích, trừ nhân tố
đầu tƣ, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5% và 10%; một lần nữa điều này chứng tỏ
nhân tố đầu tƣ không giải thích đƣợc cho TSSL. Hệ số b của nhân tố thị trƣờng vẫn
cho ý nghĩa thống kê cao nhất so với hệ số của các nhân tố SMB, HML và rROA.
Nếu so sánh hệ số hồi quy nhân tố thị trƣờng của 4 mô hình trƣớc đó với của mô
hình này thì hệ số b của mô hình này có phần cao hơn. Hệ số h của nhân tố HML
thể hiện mẫu hình rõ ràng và nhất quán, các danh mục có BE/ME càng cao thì hệ số
Trang 51
h càng lớn. Với hệ số s, các danh mục quy mô nhỏ có hệ số dƣơng, hệ số s chuyển
sang âm đối với các danh mục có quy mô lớn.
Bảng 4.19: Phần bù rủi ro của các nhân tố rm- rf, SMB, HML, rINV và rROA.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.00004 0.00003 0.00004 0.00003 0.00004 0.00004 b.(rm – rf)
-0.00270 -0.00229 -0.00298 0.00212 0.00138 0.00240 s. SMB
-0.00050 0.00090 0.00254 -0.00128 0.00063 0.00359 h. HML
0.00001 0.00000 0.00000 0.00000 0.00000 0.00001 k.rINV
-0.00036 -0.00038 -0.00022 -0.00069 -0.00053 -0.00070
g.rROA Nguồn: Tác giả tính toán.
Qua bảng tính phần bù rủi ro của năm nhân tố theo từng danh mục, ta nhận thấy
phần bù rủi ro thị trƣờng dƣơng ở cả 6 danh mục nhƣng chiếm tỷ phần khá thấp.
Với phần bù rủi ro quy mô, nó mang giá trị âm ở những danh mục có quy mô nhỏ
và mang giá trị dƣơng ở những danh mục có quy mô lớn, nghĩa là các nhà đầu tƣ
đòi hỏi những công ty có quy mô lớn phải cung cấp TSSL cao hơn so với những
công ty có quy mô nhỏ. Điều này có thể do đặc trƣng của thị trƣờng Việt Nam là
những công ty niêm yết có quy mô lớn có tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc khá cao. Việc sở
hữu nhà nƣớc cao có thể dẫn đến kết quả hoạt động kinh doanh của công ty kém đi,
do hiệu quả quản trị thấp và nhiều khả năng xảy ra thất thoát lớn trong tài sản doanh
nghiệp. Tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc càng cao, rủi ro do thông tin bất cân xứng và phát
sinh vấn đề đại diện càng lớn. Tuy những doanh nghiệp mà Nhà nƣớc đang chi phối
có thể có nhiều đặc quyền nhƣng những đặc quyền này không thể bù đắp cho vấn đề
quản trị và vấn đề đại diện. Vì thế, những công ty có tỷ lệ sở hữu nhà nƣớc cao có
thể cần một TSSL cao hơn để bù đắp cho những rủi ro này.
Từ kết quả hồi quy của mô hình ba nhân tố Fama- French và của mô hình năm nhân
tố đều cho thấy danh mục có BE/ME càng cao thì phần bù rủi ro giá trị càng lớn,
thể hiện tác động bền vững của nhân tố BE/ME lên TSSL của các chứng khoán.
Trang 52
Điều này có nghĩa cổ phần của những doanh nghiệp có tỷ số BE/ME cao phải cung
cấp cho thị trƣờng một TSSL cao hơn so với cổ phần của những doanh nghiệp có
BE/ME thấp để bù đắp những khó khăn tài chính cao hơn.
Phần bù rủi ro đầu tƣ gần nhƣ không có tác động đến TSSL chứng khoán. Với phần
bù ROA, nếu nhƣ trong mô hình ba nhân tố của Long Chen- Lu Zhang, kết quả hồi
quy cho thấy nhân tố ROA có tác động cùng chiều với TSSL danh mục; thì ở mô
hình năm nhân tố, ý nghĩa hiệu ứng hệ số của nhân tố ROA không còn rõ ràng,
không thấy đƣợc sự tác động cùng chiều giữa nhân tố ROA với TSSL chứng khoán.
Bảng 4.20: So sánh R2 điều chỉnh của 5 mô hình hồi quy.
S/L S/M S/H B/L B/M B/H
0.23228 0.21419 0.14206 0.29986 0.21244 0.10374 CAPM
0.40300 0.40361 0.53509 0.42869 0.30252 0.64765 Fama- French
0.03266 0.05246 0.10836 0.02212 0.03704 0.06496 rINV và rROA
0.30252 0.30158 0.29242 0.30304 0.28135 0.19997 Long Chen- Lu Zhang
0.45221 0.42106 0.54760 0.43352 0.35005 0.66686
rm- rf, SMB, HML, rINV và rROA Nguồn: bảng 4.10, bảng 4.11, bảng 4.14, bảng 4.15 và bảng 4.18
Bảng 4.20 cho thấy tuy mô hình ba nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang chƣa
giải thích đƣợc nhiều cho TSSL chứng khoán nhƣ mô hình Fama- French, nhƣng
khi kết hợp cả 5 nhân tố giải thích bao gồm 3 nhân tố của Fama- French và 2 nhân tố mới của Long Chen- Lu Zhang thì khả năng cải thiện R2 điều chỉnh tăng lên. Tuy
nhiên, nhƣ đã phân tích ở phần trƣớc, trong mô hình năm nhân tố chỉ có 3 trong 5
nhân tố là giải thích tốt cho sự thay đổi của TSSL. Vì vậy, tác giả thấy rằng chỉ với
ba nhân tố rm- rf, SMB và HML, mô hình Fama- French đã giải thích tốt và khá đầy
đủ cho thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2005- 2012.
Trang 53
Tóm lại, từ những kết quả kiểm định trên, trong các nhân tố giải thích, nhân tố thị
trƣờng giữ vai trò chủ đạo, là nhân tố có tác động mạnh đến TSSL. Mặc dù, TSSL
chứng khoán chịu ảnh hƣởng chủ yếu từ nhân tố thị trƣờng nhƣng nó còn chịu tác
động từ nhiều yếu tố khác liên quan đến đặc tính công ty nhƣ: quy mô, tỷ số giá trị
sổ sách trên giá trị thị trƣờng, tỷ suất sinh lợi trên tổng tài sản,…. Trong thực tế, các
nhà đầu tƣ cũng quan tâm đến các yếu tố này nhƣng còn ở mức độ thấp, và chủ yếu
đƣa ra quyết định đầu tƣ dựa theo xu hƣớng thị trƣờng. Điều này có thể thấy rõ vào
những lúc thị trƣờng tăng điểm, đặc biệt là khoảng thời gian đầu năm 2007, lúc đó
các nhà đầu tƣ đổ xô mua cổ phiếu để kiếm lời mà hầu nhƣ không quan tâm cổ
phiếu mình mua là của công ty nào? thuộc ngành gì? quy mô công ty ấy ra sao?….
Ở bài viết này, bên cạnh xem xét khả năng giải thích cho TSSL của nhân tố thị
trƣờng, nhân tố đầu tƣ và nhân tố ROA trong mô hình Long Chen- Lu Zhang, tác
giả kết hợp kiểm định mô hình Fama- French và mô hình năm nhân tố (rm- rf, SMB,
HML, rINV và rROA) trên HOSE giai đoạn 2005- 2012 để so sánh khả năng giải thích
TSSL giữa các mô hình với nhau.
- Kết quả nghiên cứu mô hình Fama- French:
Ngoài nhân tố thị trƣờng, nhân tố quy mô cũng giữ vai trò không nhỏ trong
việc giải thích sự thay đổi TSSL. Kết quả nghiên cứu cho thấy những công ty
có quy mô lớn cho TSSL cao hơn những công ty có quy mô nhỏ. Với nhân tố
giá trị sổ sách trên giá trị thị trƣờng – một trong những nhân tố thuộc về đặc
tính giá trị của công ty, nó tác động lên TSSL có phần mạnh hơn nhân tố quy
mô, nhà đầu tƣ đã bắt đầu quan tâm nhiều hơn đến nhân tố BE/ME trong
quyết định đầu tƣ của mình.
- Kết quả nghiên cứu mô hình Long Chen- Lu Zhang:
Trong mô hình này, khi kiểm định các chứng khoán trên HOSE giai đoạn
2005- 2012, chỉ có nhân tố thị trƣờng và nhân tố ROA có tác động đến
TSSL, còn nhân tố đầu tƣ gần nhƣ không thể giải thích đƣợc sự biến động
của thị trƣờng chứng khoán.
Trang 54
Nhƣ vậy, so với mô hình ba nhân tố Fama- French, mô hình ba nhân tố mới Long
Chen- Lu Zhang chƣa thực sự giải thích tốt sự thay đổi TSSL của cổ phiếu trên
HOSE giai đoạn 2005- 2012, và kết quả thu đƣợc từ mô hình này chƣa phản ảnh
đƣợc sự thay đổi TSSL đầy đủ bằng mô hình Fama- French.
Bên cạnh những kết quả đạt đƣợc, bài viết cũng khó tránh khỏi thiếu sót và hạn chế,
nhƣ:
- Hạn chế khách quan:
Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam mới đi vào hoạt động khoảng hơn 12 năm
trở lại đây, còn non trẻ so với các thị trƣờng khác trên Thế giới nhƣ Mỹ,
Nhật,…. Mặc khác, tính công bố thông tin trên thị trƣờng Việt Nam còn thấp
nên dữ liệu bài nghiên cứu thu thập đƣợc có thể chƣa đầy đủ, chƣa thể đại
diện cho thị trƣờng và phần nào phản ánh chƣa đúng ảnh hƣởng của các nhân
tố lên TSSL chứng khoán.
- Hạn chế chủ quan:
Hạn chế này xuất phát từ bản thân ngƣời kiểm định mô hình. Do các công cụ
tính toán còn thiếu và thị trƣờng Việt Nam thiếu một số cơ sở dữ liệu chung
cho toàn thị trƣờng nên đa số dữ liệu trong bài nghiên cứu đƣợc xử lý thủ
công. Quá trình xử lý dữ liệu do con ngƣời tiến hành nên có thể xảy ra sai
sót.
Tuy còn nhiều thiếu sót và hạn chế nhƣng đề tài đã phần nào đánh giá đƣợc mức độ
hiệu quả của các mô hình trong việc giải thích TSSL của các nhân tố; từ đó giúp các
nhà đầu tƣ lựa chọn đƣợc mô hình kiểm định phù hợp để đƣa ra nhận định đầu tƣ
hiệu quả hơn, giảm thiểu rủi ro có thể tránh đƣợc.
Trang 55
TÀI LIỆU THAM KHẢO
A. TÀI LIỆU TIẾNG VIỆT
1. Phan Thị Bích Nguyệt (2006), Đầu tư tài chính, Nhà xuất bản Thống kê.
2. Thông tƣ số 146/2007/TT- BTC ngày 06/12/2007.
3. Trần Ngọc Thơ (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản
Thống kê.
4. Trần Thị Hải Lý, “Mô hình 3 nhân tố của Fama và French hoạt động nhƣ thế
nào trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam”.
5. Vƣơng Đức Hoàng Quân, Hồ Thị Huệ, “Mô hình Fama- French: một nghiên
cứu thực nghiệm đối với thị trƣờng chứng khoán Việt Nam”.
B. TÀI LIỆU TIẾNG ANH
6. Andreas Charitou & Eleni Constantinidis, “Size And Book- to- Market
Factors in Earnings and Stock Returns: Empirical Evidence For Japan”,
2004.
7. Fama Eugene F. & French Kenneth R. (1993), “Common Rish Factors in the
Returns on Stocks and Bonds”, Journal of Financial Economics: 33, pp. 3-
56.
8. Gregory Connor & Sanjay Sehgal, “Tests of Fama and French Model in
India”, 2001.
9. Lintner, John. 1965, “The Valuation of Risk Assets and the Selection of Risky
Investments in Stock Portfolios and Capital Budgets.” Review of Economics
and Statistics. 47:1, pp. 13–37.
10. Liu Yaguang, “An Empirical Cross- Section Analysis of Stock Returns on the
Chinese A- Share Stock Market”, 2009.
11. Long Chen & Lu Zhang, “A Better Three- Factor Model That Explains
More Anomalies”, Journal of Financial Economics, No. 2, April 2010.
Trang 56
12. Markowitz, Harry. 1952. “Portfolio Selection.” Journal of Finance. March,
7, pp. 77–91.
13. Mossin, Jan. 1966. “Equilibrium in a Capital Asset Market.” Econometrica.
October, 35, pp. 768–83.
14. Nartea & Djajadikerta, “The Size and Book- to- Market Effects and The
Fama French Three Factor Model in Small Markets: Prelimonary Findings
from New Zealand”, 2005.
15. Ross, Stephen A. 1976. “Arbitrage Theory of Capital Asset Pricing.”
Journal of Economic Theory. December, 13, pp. 341–60.
16. Sharpe, William F, 1964, “Capital Asset Prices: A Theory of Market
Equilibrium under Conditions of Risk”, Journal of Finance. 19:3, pp. 425–
42.
17. Sunil K Bundoo, “An Augmented Fama and French Three- Factor Model:
New Evidence From An Emerging Stock Market”, 2006.
18. Tobin, James, 1969, “A General Equilibrium Approach To Monetary
Theory”, Journal of Money, Credit, and Banking 1, 15- 29.
C. TRANG THÔNG TIN ĐIỆN TỬ
19. Sở giao dịch chứng khoán Tp. Hồ Chí Minh http://www.hsx.vn
20. Chứng khoán Tân Việt http://finance.tvsi.com.vn
21. Fpt Securties http://ezsearch.fpts.com.vn
Trang 57
PHỤ LỤC
Phụ lục 1 Danh sách công ty trong mẫu nghiên cứu từ năm 2005 đến 2012.
Phụ lục 2 Kiểm định tính dừng của các biến độc lập (rm- rf), SMB và HML.
Phụ lục 3 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo nhân tố thị trƣờng.
Phụ lục 4 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo ba nhân tố (rm- rf),
SMB và HML.
Phụ lục 5 Kiểm định tính dừng của các biến độc lập (rm – rf), rINV và rROA.
Phụ lục 6 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với
nhân tố đầu tƣ và nhân tố ROA.
Phụ lục 7 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với ba
nhân tố (rm – rf), rINV và rROA.
Phụ lục 8 Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với
năm nhân tố (rm- rf), SMB, HML, rINV và rROA.
Trang 58
PHỤ LỤC 1
Danh sách công ty trong mẫu nghiên cứu từ năm 2005 đến năm 2012.
STT
Tên công ty
Mã CK STT
Mã CK
PHR
SAM
84
1
BGM
SBT
85
2
BMC
SCD
86
3
Công ty Cổ phần Cao su Phƣớc Hòa CTCP Khai thác và chế biến Khoáng sản Bắc Giang Công ty Cổ phần Khoáng sản Bình Định
CTCP Đầu tƣ Xây dựng 3-2
C32
SEC
87
4
CTCP Hóa An
DHA
SHI
88
5
Tên công ty Công ty Cổ phần Đầu tƣ và Phát triển Sacom Công ty Cổ phần Bourbon Tây Ninh Công ty Cổ phần Nƣớc giải khát Chƣơng Dƣơng CTCP Mía đƣờng Nhiệt điện Gia Lai Công ty Cổ phần Quốc tế Sơn Hà
KSA
Công ty Cổ phần SPM
SPM
89
6
KSB
CTCP Cao Su Sao Vàng
SRC
90
7
KSH
CTCP Bao Bì Biên Hòa
SVI
91
8
KSS
TAC
92
9
KTB
TCM
93
10
LCM
TCR
94
11
NNC PTK
Công ty Cổ phần Dầu thực vật Tƣờng An CTCP Dệt may - Đầu tƣ - Thƣơng mại Thành Công CTCP Công nghiệp Gốm sứ TAICERA CTCP Tập đoàn Thiên Long Công ty cổ phần ô tô TMT
TLG TMT
95 96
12 13
PVD
CTCP Nhựa Tân Đại Hƣng
TPC
97
14
CTCP Công Nghiệp Khoáng sản Bình Thuận CTCP Khoáng sản và Xây dựng Bình Dƣơng Công ty Cổ phần Tập đoàn Khoáng sản Hamico CTCP khoáng sản Na Rì Hamico CTCP Đầu tƣ Khoáng sản Tây Bắc CTCP Khai thác và Chế biến Khoáng sản Lào Cai CTCP đá Núi Nhỏ CTCP Luyện kim Phú Thịnh Tổng CTCP Khoan và Dịch vụ Khoan Dầu khí
CTCP Thủy sản Mekong
AAM
TRA
98
15
ABT
TS4
99
16
Công ty Cổ phần TRAPHACO Công ty Cổ phần Thủy sản số 4
ACL
TTF
100
17
CTCP Tập đoàn Kỹ nghệ Gỗ Trƣờng Thành
CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản Bến Tre Công ty Cổ phần Xuất Nhập Khẩu Thủy Sản Cửu Long An Giang
Công ty cổ phần Gò Đàng
AGD
TTP
101
18
AGF
TYA
102
19
CTCP Xuất nhập khẩu Thủy sản An Giang
CTCP Đầu tƣ Alphanam
ALP
VCF
103
20
CTCP Bao bì Nhựa Tân Tiến Công ty Cổ phần Dây và Cáp điện Taya Việt Nam Công ty Cổ phần VINACAFÉ Biên Hòa
Công ty Cổ phần Nam Việt Công ty Cổ phần NTACO
ANV ATA
VFG VHC
104 CTCP Khử trùng Việt Nam 105 Công ty Cổ Phần Vĩnh Hoàn
21 22
CTCP Việt An
AVF
VHG
106
23
CTCP Đầu tƣ và Sản xuất Việt Hàn
Trang 59
STT
Tên công ty
Mã CK STT
Mã CK
Công ty Cổ phần Bibica
BBC
VIS
107
24
CTCP Đƣờng Biên Hòa
BHS
VLF
108
25
BMP
VNH
109
26
BRC
VNM
110
27
Công ty Cổ phần Nhựa Bình Minh Công ty Cổ phần Cao su Bến Thành
Công ty Cổ phần Beton 6
BT6
VPK
111
28
Tên công ty Công ty Cổ phần Thép Việt Ý CTCP Lƣơng thực Thực phẩm Vĩnh Long CTCP Thủy hải sản Việt Nhật Công ty Cổ phần Sữa Việt Nam Công ty Cổ phần Bao Bì Dầu Thực vật
Công ty Cổ phần Cát Lợi
CLC
VTB
112 CTCP Viettronics Tân Bình
29
CTCP Thủy sản Cửu Long
CLP
VTF
113
30
CMX
ACC
114
31
CSM
BCE
115
32
CTI
C47
116
33
CTCP Thức ăn Chăn nuôi Việt Thắng Công ty cổ phần bê tông Becamex CTCP Xây dựng và Giao thông Bình Dƣơng Công ty cổ phần xây dựng 47
CYC
CDC
117 CTCP Chƣơng Dƣơng
34
DAG
CIG
118 CTCP COMA18
35
DCL
CII
119
36
DCT
CLG
120
37
CTCP chế biến thủy sản và xuất nhập khẩu Cà Mau CTCP Công nghiệp Cao su Miền Nam CTCP Đầu tƣ Phát triển Cƣờng Thuận IDICO CTCP Gạch men Chang Yih CTCP Tập Đoàn Nhựa Đông Á Công ty Cổ phần Dƣợc phẩm Cửu Long CTCP Tấm lợp Vật liệu Xây dựng Đồng Nai
CTCP Đông Hải Bến Tre
DHC
CTD
121
38
CTCP Dƣợc Hậu Giang
DHG
FCN
122
39
CTCP Đầu tƣ Hạ tầng Kỹ thuật TP.HCM CTCP Đầu tƣ và Phát triển Nhà đất Cotec Công ty Cổ phần Xây dựng Cotec CTCP Kỹ Thuật Nền Móng và Công trình Ngầm Fecon
DLG
HAS
123 CTCP HACISCO.
40
DMC
HBC
124
41
CTCP Xây dựng và Kinh doanh Địa ốc Hòa Bình
DPM
HDG
125 CTCP Tập đoàn Hà Đô
42
DQC
HTI
126
43
DRC
HU1
127
44
CTCP Tập đoàn Đức Long Gia Lai CTCP Xuất nhập khẩu y tế DOMESCO Tổng Công ty Phân bón và Hóa chất Dầu khí - CTCP Công ty Cổ phần Bóng đèn Điện Quang Công ty Cổ phần Cao su Đà Nẵng
CTCP Đại Thiên Lộc
DTL
HU3
128
45
CTCP Đầu tƣ Phát triển Hạ tầng IDICO Công ty cổ phần đầu tƣ và xây dựng HUD1 Công ty cổ phần đầu tƣ và xây dựng HUD3
DTT
LCG
129 Công ty Cổ phần LICOGI 16
46
Công ty Cổ phần Kỹ nghệ Đô Thành
CTCP Cơ Điện Thủ Đức
EMC
LGC
130
47
CTCP Everpia Việt Nam
EVE
LGL
131
48
Công ty Cổ phần Cơ khí - Điện Lữ Gia CTCP Đầu tƣ và Phát triển Đô thị Long Giang
Trang 60
STT
Mã CK STT
Tên công ty
Mã CK
FMC
MDG
132 CTCP Miền Đông
49
GDT
PTC
133
50
GMC
PXI
134
51
GTA
PXM
135
52
HAI
PXS
136
53
HAP
PXT
137
54
HLA
REE
138
55
HPG
SC5
139
56
HSG
SRF
140
57
Tên công ty Công ty Cổ phần Thực phẩm Sao Ta Công ty Cổ phần Chế biến Gỗ Đức Thành CTCP Sản xuất Thƣơng mại May Sài Gòn Công ty cổ phần Chế biến gỗ Thuận An Công ty cổ phần Nông Dƣợc Hai Công ty Cổ phần Tập đoàn Hapaco Công ty Cổ phần Hữu Liên Á Châu Công ty Cổ phần Tập đoàn Hòa Phát Công ty Cổ phần Tập đoàn Hoa Sen
HSI
UDC
141
58
CTCP Vật tƣ Tổng hợp và Phân bón Hóa sinh
HT1
VNE
142
59
HVG
VSI
143
60
HVX
DVP
144
61
ICF
GMD
145
62
IDI
GSP
146
63
CTCP Đầu tƣ và Xây dựng Bƣu Điện CTCP Xây dựng công nghiệp & dân dụng dầu khí CTCP Xây lắp Dầu khí Miền Trung CTCP Kết cấu Kim loại và Lắp máy Dầu khí Công ty Cổ phần Xây lắp Đƣờng ống Bể chứa Dầu khí Công ty Cổ phần Cơ điện lạnh Công ty Cổ phần Xây dựng số 5 Công ty cổ phần Kỹ Nghệ Lạnh CTCP Xây dựng và Phát triển Đô thị Tỉnh Bà Rịa - Vũng Tàu Tổng CTCP Xây dựng Điện Việt Nam CTCP Đầu tƣ và Xây dựng Cấp thoát Nƣớc CTCP Đầu tƣ và Phát triển Cảng Đình Vũ CTCP Đại lý Liên hiệp Vận chuyển CTCP Vận tải Sản phẩm Khí Quốc tế
IMP
GTT
147 CTCP Thuận Thảo
64
Công ty Cổ phần Xi măng Hà Tiên 1 Công ty Cổ phần Hùng Vƣơng CTCP Xi Măng Vicem Hải Vân CTCP Đầu tƣ Thƣơng mại Thủy sản CTCP Đầu tƣ và Phát triển Đa Quốc Gia CTCP Dƣợc phẩm Imexpharm CTCP Thiết bị Y tế Việt Nhật CTCP Kinh Đô
JVC KDC
HTV MHC
148 CTCP Vận tải Hà Tiên 149 CTCP Hàng hải Hà Nội
65 66
Công ty Cổ phần MIRAE
KMR
PDN
150
67
Công ty Cổ phần Lilama 10
L10
PVT
151
68
LAF
SBC
152
69
LBM
SFI
153
70
Công ty Cổ phần Cảng Đồng Nai Tổng Công ty Cổ phần Vận tải Dầu khí CTCP Vận tải và Giao nhận Bia Sài Gòn Công ty Cổ phần Đại lý Vận tải Safi
LIX
STG
154 CTCP Kho Vận Miền Nam
71
CTCP Chế biến Hàng xuất khẩu Long An CTCP Khoáng sản và Vật liệu Xây dựng Lâm Đồng Công ty Cổ phần Bột giặt LIX
CTCP Lilama 18
LM8
STT
155
72
CTCP Vận chuyển Sài Gòn Tourist
Công ty Cổ phần Mía đƣờng
LSS
TCL
156 CTCP Đai lý Giao nhận Vận
73
Trang 61
STT
Tên công ty
Mã CK STT
Mã CK
MPC
TCO
157
74
Lam Sơn CTCP Tập đoàn Thủy sản Minh Phú Công ty Cổ phần Nam Việt CTCP Đƣờng Ninh Hòa
NAV NHS
TMS VNA
75 76
Công ty Cổ phần Ngô Han
NHW
VNL
160
77
Tên công ty tải Xếp dỡ Tân Cảng CTCP Vận tải Đa phƣơng thức Duyên Hải 158 CTCP Transimex-Saigon 159 CTCP Vận tải Biển Vinaship CTCP Giao nhận Vận tải và Thƣơng mại
NKG
VNS
161 CTCP Ánh Dƣơng Việt Nam
78
OPC
VOS
162
79
CTCP Vận tải Biển Việt Nam
CTCP Thép Nam Kim Công ty Cổ phần Dƣợc phẩm OPC CTCP Pin Ắc quy Miền Nam
PAC
VSC
80
CTCP Thép Pomina
POM
VST
164
81
RAL
VTO
165
82
163 CTCP Container Việt Nam CTCP Vận tải và Thuê tàu biển Việt Nam CTCP Vận tải Xăng dầu Vitaco
RDP
-
-
-
83
Công ty Cổ phần Bóng đèn Phích nƣớc Rạng Đông Công ty Cổ phần Nhựa Rạng Đông
Trang 62
PHỤ LỤC 2
Kiểm định tính dừng của các biến độc lập (rm- rf), SMB và HML.
ADF Test Statistic
-13.37501
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RM_RF) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 12:49 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
RM_RF(-1) C
-0.606966 8.26E-05
0.045381 0.001847
-13.37501 0.044715
0.0000 0.9644
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
0.303261 Mean dependent var 0.301566 S.D. dependent var 0.037542 Akaike info criterion 0.579279 Schwarz criterion 770.5633 F-statistic 1.956279 Prob(F-statistic)
7.08E-05 0.044922 -3.721856 -3.702372 178.8910 0.000000
Biến (rm – rf):
ADF Test Statistic
-14.83549
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(SMB) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 13:39 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
SMB(-1) C
-0.697219 -0.003249
0.046997 0.001206
-14.83549 -2.692907
0.0000 0.0074
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood
0.348747 Mean dependent var 0.347163 S.D. dependent var 0.024117 Akaike info criterion 0.239058 Schwarz criterion 953.3323 F-statistic
-2.38E-05 0.029849 -4.606936 -4.587452 220.0916
Biến SMB:
1.996275 Prob(F-statistic)
0.000000
Durbin-Watson stat
Trang 63
ADF Test Statistic
-14.62825
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(HML) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 13:40 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
HML(-1) C
-0.684712 0.002733
0.046807 0.001614
-14.62825 1.693016
0.0000 0.0912
0.342385 Mean dependent var 0.340785 S.D. dependent var 0.032592 Akaike info criterion 0.436577 Schwarz criterion 828.9654 F-statistic 1.967091 Prob(F-statistic)
4.10E-05 0.040142 -4.004675 -3.985191 213.9858 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Biến HML:
Trang 64
PHỤ LỤC 3
Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo nhân tố thị trƣờng.
Dependent Variable: SL_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:26 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF
-0.007394 0.505064
0.001831 0.045002
-4.039361 11.22307
0.0001 0.0000
0.234140 Mean dependent var 0.232281 S.D. dependent var 0.037247 Akaike info criterion 0.571570 Schwarz criterion 775.7029 F-statistic 1.603274 Prob(F-statistic)
-0.007354 0.042509 -3.737695 -3.718246 125.9573 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/L:
Dependent Variable: SM_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:31 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF
-0.002994 0.381111
0.001455 0.035762
-2.058363 10.65698
0.0402 0.0000
0.216091 Mean dependent var 0.214188 S.D. dependent var 0.029598 Akaike info criterion 0.360939 Schwarz criterion 870.8564 F-statistic 1.265476 Prob(F-statistic)
-0.002964 0.033389 -4.197374 -4.177926 113.5712 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/M.
Dependent Variable: SH_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:34 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF
-0.002453 0.379106
0.001851 0.045511
-1.324920 8.329976
0.1859 0.0000
R-squared
0.144142 Mean dependent var
-0.002422
Danh mục S/H:
0.142065 S.D. dependent var 0.037668 Akaike info criterion 0.584566 Schwarz criterion 771.0491 F-statistic 1.092517 Prob(F-statistic)
0.040667 -3.715213 -3.695764 69.38850 0.000000
Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 65
Dependent Variable: BL_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:37 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.000875 0.447409
0.001365 0.033546
-0.641582 13.33709
0.5215 0.0000
C RM_RF
0.301550 Mean dependent var 0.299855 S.D. dependent var 0.027765 Akaike info criterion 0.317606 Schwarz criterion 897.3313 F-statistic 1.645998 Prob(F-statistic)
-0.000840 0.033182 -4.325272 -4.305824 177.8779 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/L:
Dependent Variable: BM_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:39 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.000201 0.446125
0.001712 0.042079
-0.117393 10.60208
0.9066 0.0000
C RM_RF
0.214346 Mean dependent var 0.212440 S.D. dependent var 0.034827 Akaike info criterion 0.499724 Schwarz criterion 803.5097 F-statistic 1.389913 Prob(F-statistic)
-0.000165 0.039244 -3.872027 -3.852579 112.4042 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/M:
Dependent Variable: BH_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:42 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF
0.002091 0.422355
0.002459 0.060457
0.850304 6.986062
0.3956 0.0000
Danh mục B/H:
0.105913 Mean dependent var 0.103742 S.D. dependent var 0.050038 Akaike info criterion 1.031549 Schwarz criterion 653.4839 F-statistic 1.332229 Prob(F-statistic)
0.002125 0.052854 -3.147265 -3.127817 48.80506 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 66
Trang 67
PHỤ LỤC 4
Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo ba nhân tố rm- rf, SMB và HML.
Dependent Variable: SL_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:52 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML
-0.004163 0.517086 0.701830 0.002453
0.001644 0.039909 0.067111 0.049641
-2.531447 12.95660 10.45781 0.049417
0.0117 0.0000 0.0000 0.9606
0.407335 Mean dependent var 0.402999 S.D. dependent var 0.032845 Akaike info criterion 0.442313 Schwarz criterion 828.7715 F-statistic 1.673698 Prob(F-statistic)
-0.007354 0.042509 -3.984404 -3.945506 93.93021 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/L:
Dependent Variable: SM_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:55 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML
-0.001591 0.412774 0.556364 0.295066
0.001291 0.031331 0.052686 0.038971
-1.232771 13.17464 10.56007 7.571439
0.2184 0.0000 0.0000 0.0000
0.407941 Mean dependent var 0.403609 S.D. dependent var 0.025785 Akaike info criterion 0.272604 Schwarz criterion 928.9587 F-statistic 1.570672 Prob(F-statistic)
-0.002964 0.033389 -4.468400 -4.429502 94.16634 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/M:
Dependent Variable: SH_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 10:57 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Danh mục S/H:
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.001995 0.444934 0.709715 0.713274
0.001388 0.033692 0.056656 0.041908
-1.437324 13.20592 12.52674 17.02011
0.1514 0.0000 0.0000 0.0000
C RM_RF SMB HML
0.538462 Mean dependent var 0.535085 S.D. dependent var 0.027729 Akaike info criterion 0.315239 Schwarz criterion 898.8796 F-statistic 1.556365 Prob(F-statistic)
-0.002422 0.040667 -4.323090 -4.284193 159.4445 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 68
Dependent Variable: BL_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 11:01 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.001704 0.418976 -0.421194 -0.282484
0.001256 0.030475 0.051246 0.037906
-1.356912 13.74836 -8.219124 -7.452261
0.1756 0.0000 0.0000 0.0000
C RM_RF SMB HML
0.432836 Mean dependent var 0.428686 S.D. dependent var 0.025081 Akaike info criterion 0.257906 Schwarz criterion 940.4318 F-statistic 1.555552 Prob(F-statistic)
-0.000840 0.033182 -4.523825 -4.484928 104.2984 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/L:
Dependent Variable: BM_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 11:04 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML
-0.002174 0.464695 -0.181859 0.286554
0.001641 0.039823 0.066967 0.049534
-1.324868 11.66887 -2.715672 5.784955
0.1860 0.0000 0.0069 0.0000
0.307588 Mean dependent var 0.302521 S.D. dependent var 0.032775 Akaike info criterion 0.440416 Schwarz criterion 829.6609 F-statistic 1.466932 Prob(F-statistic)
-0.000165 0.039244 -3.988700 -3.949803 60.71093 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/M:
Trang 69
Dependent Variable: BH_RF Method: Least Squares Date: 09/06/13 Time: 11:07 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML
-0.003871 0.491133 -0.429088 1.006706
0.001571 0.038121 0.064104 0.047417
-2.464666 12.88355 -6.693661 21.23108
0.0141 0.0000 0.0000 0.0000
0.650214 Mean dependent var 0.647654 S.D. dependent var 0.031374 Akaike info criterion 0.403564 Schwarz criterion 847.7496 F-statistic 1.585597 Prob(F-statistic)
0.002125 0.052854 -4.076085 -4.037188 254.0482 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/H:
Trang 70
PHỤ LỤC 5
Kiểm định tính dừng của các biến độc lập (rm – rf), rINV và rROA.
ADF Test Statistic
-13.37501
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RM_RF) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 13:45 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
RM_RF(-1) C
-0.606966 8.26E-05
0.045381 0.001847
-13.37501 0.044715
0.0000 0.9644
0.303261 Mean dependent var 0.301566 S.D. dependent var 0.037542 Akaike info criterion 0.579279 Schwarz criterion 770.5633 F-statistic 1.956279 Prob(F-statistic)
7.08E-05 0.044922 -3.721856 -3.702372 178.8910 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Biến (rm – rf):
ADF Test Statistic
-15.81910
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(INV) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 13:47 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
INV(-1) C
-0.756837 -4.19E-05
0.047843 0.001400
-15.81910 -0.029918
0.0000 0.9761
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood
0.378444 Mean dependent var 0.376932 S.D. dependent var 0.028459 Akaike info criterion 0.332880 Schwarz criterion 884.9650 F-statistic
-1.15E-05 0.036054 -4.275859 -4.256375 250.2438
Biến rINV:
1.973895 Prob(F-statistic)
0.000000
Durbin-Watson stat
Trang 71
ADF Test Statistic
-13.17358
1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value
-3.4483 -2.8688 -2.5706
*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ROA) Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 13:48 Sample(adjusted): 2005 - 2012 Included observations: 413 after adjusting endpoints
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ROA(-1) C
-0.593992 0.001166
0.045090 0.001312
-13.17358 0.889032
0.0000 0.3745
0.296887 Mean dependent var 0.295176 S.D. dependent var 0.026602 Akaike info criterion 0.290842 Schwarz criterion 912.8426 F-statistic 1.944225 Prob(F-statistic)
-1.62E-05 0.031686 -4.410860 -4.391376 173.5431 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Biến rROA:
Trang 72
PHỤ LỤC 6
Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME
với nhân tố đầu tƣ và nhân tố ROA.
Dependent Variable: SL_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:35 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C INV ROA
-0.006819 -0.142462 -0.276022
0.002060 0.071916 0.072487
-3.310935 -1.980959 -3.807879
0.0010 0.0483 0.0002
0.037348 Mean dependent var 0.032663 S.D. dependent var 0.041809 Akaike info criterion 0.718439 Schwarz criterion 728.3634 F-statistic 1.258838 Prob(F-statistic)
-0.007354 0.042509 -3.504171 -3.474998 7.972696 0.000401
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/L:
Dependent Variable: SM_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:38 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C INV ROA
-0.002433 0.014388 -0.271186
0.001601 0.055906 0.056350
-1.519499 0.257370 -4.812526
0.1294 0.7970 0.0000
0.057047 Mean dependent var 0.052458 S.D. dependent var 0.032502 Akaike info criterion 0.434168 Schwarz criterion 832.6187 F-statistic 1.009347 Prob(F-statistic)
-0.002964 0.033389 -4.007820 -3.978647 12.43237 0.000006
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/M:
Dependent Variable: SH_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:40 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Danh mục S/H:
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0.001489 -0.053069 -0.478480
0.001892 0.066052 0.066577
-0.786951 -0.803438 -7.186900
0.4318 0.4222 0.0000
C INV ROA
0.112677 Mean dependent var 0.108359 S.D. dependent var 0.038400 Akaike info criterion 0.606058 Schwarz criterion 763.5752 F-statistic 0.867613 Prob(F-statistic)
-0.002422 0.040667 -3.674276 -3.645103 26.09535 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 73
Dependent Variable: BL_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:42 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0.001194 0.093980 0.182816
0.001616 0.056441 0.056889
-0.738524 1.665108 3.213533
0.4606 0.0967 0.0014
C INV ROA
0.026856 Mean dependent var 0.022121 S.D. dependent var 0.032813 Akaike info criterion 0.442517 Schwarz criterion 828.6759 F-statistic 1.110602 Prob(F-statistic)
-0.000840 0.033182 -3.988772 -3.959599 5.671231 0.003719
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/L:
Dependent Variable: BM_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:43 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.000376 -0.005181 -0.277047
0.001897 0.066241 0.066767
0.198365 -0.078219 -4.149442
0.8429 0.9377 0.0000
C INV ROA
0.041708 Mean dependent var 0.037044 S.D. dependent var 0.038510 Akaike info criterion 0.609532 Schwarz criterion 762.3918 F-statistic 0.885932 Prob(F-statistic)
-0.000165 0.039244 -3.668559 -3.639386 8.943939 0.000158
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/M:
Dependent Variable: BH_RF
Danh mục B/H:
Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 00:45 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C INV ROA
0.003069 -0.170578 -0.485780
0.002518 0.087911 0.088610
1.218759 -1.940349 -5.482239
0.2236 0.0530 0.0000
0.069487 Mean dependent var 0.064959 S.D. dependent var 0.051109 Akaike info criterion 1.073575 Schwarz criterion 645.2179 F-statistic 1.159080 Prob(F-statistic)
0.002125 0.052854 -3.102502 -3.073329 15.34598 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 74
Trang 75
PHỤ LỤC 7
Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với ba nhân tố
(rm – rf), rINV và rROA.
Dependent Variable: SL_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:00 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF INV ROA
-0.006648 0.549207 -0.213435 -0.387588
0.001749 0.043417 0.061323 0.062180
-3.800893 12.64969 -3.480489 -6.233308
0.0002 0.0000 0.0006 0.0000
0.307584 Mean dependent var 0.302517 S.D. dependent var 0.035502 Akaike info criterion 0.516758 Schwarz criterion 796.5709 F-statistic 1.708596 Prob(F-statistic)
-0.007354 0.042509 -3.828845 -3.789948 60.70976 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/L:
Dependent Variable: SM_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:01 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF INV ROA
-0.002303 0.414588 -0.039188 -0.355406
0.001375 0.034125 0.048199 0.048873
-1.675537 12.14915 -0.813050 -7.272067
0.0946 0.0000 0.4167 0.0000
0.306655 Mean dependent var 0.301581 S.D. dependent var 0.027904 Akaike info criterion 0.319240 Schwarz criterion 896.2687 F-statistic 1.447883 Prob(F-statistic)
-0.002964 0.033389 -4.310477 -4.271580 60.44528 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/M:
Dependent Variable: SH_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:03 Sample: 2005 - 2012
Danh mục S/H:
Included observations: 414
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.001353 0.434583 -0.109229 -0.566761
0.001685 0.041834 0.059088 0.059914
-0.802755 10.38820 -1.848576 -9.459600
0.4226 0.0000 0.0652 0.0000
C RM_RF INV ROA
0.297563 Mean dependent var 0.292423 S.D. dependent var 0.034208 Akaike info criterion 0.479777 Schwarz criterion 811.9415 F-statistic 1.248781 Prob(F-statistic)
-0.002422 0.040667 -3.903099 -3.864202 57.89397 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 76
Dependent Variable: BL_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:05 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Variable
-0.001057 0.437346 0.037462 0.093973
0.001365 0.033877 0.047850 0.048518
-0.774581 12.90967 0.782912 1.936863
0.4390 0.0000 0.4341 0.0534
C RM_RF INV ROA
0.308103 Mean dependent var 0.303040 S.D. dependent var 0.027702 Akaike info criterion 0.314626 Schwarz criterion 899.2825 F-statistic 1.636432 Prob(F-statistic)
-0.000840 0.033182 -4.325036 -4.286139 60.85796 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/L:
Dependent Variable: BM_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:07 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF INV ROA
0.000527 0.482628 -0.067551 -0.375088
0.001639 0.040685 0.057466 0.058268
0.321668 11.86244 -1.175502 -6.437240
0.7479 0.0000 0.2405 0.0000
0.286567 Mean dependent var 0.281347 S.D. dependent var 0.033269 Akaike info criterion 0.453787 Schwarz criterion 823.4702 F-statistic 1.511148 Prob(F-statistic)
-0.000165 0.039244 -3.958793 -3.919896 54.89544 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/M:
Trang 77
Dependent Variable: BH_RF Method: Least Squares Date: 09/08/13 Time: 01:10 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF INV ROA
0.003220 0.484942 -0.233247 -0.584291
0.002329 0.057815 0.081660 0.082801
1.382638 8.387864 -2.856325 -7.056596
0.1675 0.0000 0.0045 0.0000
0.205776 Mean dependent var 0.199965 S.D. dependent var 0.047275 Akaike info criterion 0.916332 Schwarz criterion 678.0007 F-statistic 1.474241 Prob(F-statistic)
0.002125 0.052854 -3.256042 -3.217145 35.40916 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/H:
Trang 78
PHỤ LỤC 8
Hồi quy TSSL vƣợt trội của 6 danh mục theo quy mô- BE/ME với năm nhân tố
(rm – rf), SMB, HML, rINV và rROA.
Dependent Variable: SL_RF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 13:16 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML INV ROA
-0.003514 0.546269 0.584769 -0.125624 -0.204692 -0.354836
0.001579 0.038520 0.067459 0.052604 0.054636 0.061804
-2.224876 14.18155 8.668462 -2.388105 -3.746499 -5.741330
0.0266 0.0000 0.0000 0.0174 0.0002 0.0000
0.458846 Mean dependent var 0.452214 S.D. dependent var 0.031462 Akaike info criterion 0.403870 Schwarz criterion 847.5929 F-statistic 1.734423 Prob(F-statistic)
-0.007354 0.042509 -4.065666 -4.007320 69.18880 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/L:
Dependent Variable: SM_RF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 13:20 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML INV ROA
-0.001248 0.423296 0.495231 0.227638 -0.003976 -0.184465
0.001275 0.031104 0.054473 0.042477 0.044118 0.049906
-0.978531 13.60897 9.091369 5.359086 -0.090115 -3.696259
0.3284 0.0000 0.0000 0.0000 0.9282 0.0002
0.428067 Mean dependent var 0.421058 S.D. dependent var 0.025405 Akaike info criterion 0.263338 Schwarz criterion 936.1175 F-statistic 1.626681 Prob(F-statistic)
-0.002964 0.033389 -4.493321 -4.434976 61.07404 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục S/M:
Danh mục S/H:
Dependent Variable: SH_RF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 13:23 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0.001632 0.457498 0.644813 0.641850 -0.034621 -0.196085
0.001373 0.033488 0.058648 0.045733 0.047499 0.053731
-1.188608 13.66142 10.99464 14.03474 -0.728866 -3.649379
0.2353 0.0000 0.0000 0.0000 0.4665 0.0003
C RM_RF SMB HML INV ROA
0.553079 Mean dependent var 0.547602 S.D. dependent var 0.027353 Akaike info criterion 0.305255 Schwarz criterion 905.5417 F-statistic 1.561878 Prob(F-statistic)
-0.002422 0.040667 -4.345612 -4.287266 100.9827 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 79
Dependent Variable: BL_RF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 13:25 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0.001494 0.425500 -0.458539 -0.323662 -0.004540 -0.112700
0.001254 0.030576 0.053548 0.041756 0.043369 0.049059
-1.191779 13.91593 -8.563067 -7.751190 -0.104684 -2.297235
0.2340 0.0000 0.0000 0.0000 0.9167 0.0221
C RM_RF SMB HML INV ROA
0.440375 Mean dependent var 0.433517 S.D. dependent var 0.024974 Akaike info criterion 0.254478 Schwarz criterion 943.2017 F-statistic 1.565968 Prob(F-statistic)
-0.000840 0.033182 -4.527544 -4.469198 64.21189 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Danh mục B/L:
Dependent Variable: BM_RF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 13:27 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C RM_RF SMB HML
-0.001523 0.487296 -0.298107 0.158635
0.001588 0.038735 0.067837 0.052898
-0.959120 12.58018 -4.394470 2.998871
0.3381 0.0000 0.0000 0.0029
Danh mục B/M:
INV ROA
-0.064133 -0.351230
0.054941 0.062150
-1.167293 -5.651356
0.2438 0.0000
0.357920 Mean dependent var 0.350052 S.D. dependent var 0.031638 Akaike info criterion 0.408402 Schwarz criterion 845.2830 F-statistic 1.499882 Prob(F-statistic)
-0.000165 0.039244 -4.054507 -3.996162 45.48706 0.000000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Trang 80
Dependent Variable: BH_RF Method: Least Squares Date: 09/24/13 Time: 01:18 Sample: 2005 - 2012 Included observations: 414
Std. Error
t-Statistic
Prob.
0.001531 0.037350 0.065410 0.051006 0.052976 0.059926
-2.204589 13.76926 -7.928261 17.81906 -3.295996 -4.529612
0.0280 0.0000 0.0000 0.0000 0.0011 0.0000
Variable C RM_RF SMB HML INV ROA
Coefficient -0.003376 0.514276 -0.518588 0.908879 -0.174609 -0.271443
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)
0.670894 Mean dependent var 0.666861 S.D. dependent var 0.030507 Akaike info criterion 0.379705 Schwarz criterion 860.3644 Hannan-Quinn criter. 166.3442 Durbin-Watson stat 0.000000
0.002125 0.052854 -4.127364 -4.069018 -4.104290 1.634645
Danh mục B/H:
