Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định mô hình ba nhân tố Fama-French trên thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------------------

LÊ THỊ DIỆU LINH

KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ FAMA-FRENCH

TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

--------------------

LÊ THỊ DIỆU LINH

KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ FAMA-FRENCH

TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân Hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT

TP. HỒ CHÍ MINH - Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan công trình nghiên cứu luận văn thạc sĩ này là của chính bản thân

dưới sự hướng dẫn của PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt, nội dung nghiên cứu trong

công trình là trung thực, số liệu được tác giả thu thập từ các nguồn khác nhau được

trình bày trong phần tài liệu tham khảo. Ngoài ra, luận văn còn sử dụng một số đánh

giá và đóng góp từ các tác giả khác và được nêu rõ trong phần tài liệu tham khảo. Kết

quả nghiên cứu của công trình chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình nào.

Tác giả

Lê Thị Diệu Linh

MỤC LỤC

Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục các ký hiệu, các chữ viết tắt Danh mục các bảng Danh mục các phương trình MỞ ĐẦU ............................................................................................................................................ 1 1.1 Tổng quan nội dung chính của luận văn và các vấn đề cần nghiên cứu ........................................... 2 1.2. Phạm vi nghiên cứu ...................................................................................................................... 2 1.3 Ý nghĩa nghiên cứu ....................................................................................................................... 2 1.4. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu .................................................................................................... 3 Chương 2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây ....................................................................... 4 2.1 Nghiên cứu của Fama và French .................................................................................................... 4 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm mô hình Fama và French trên thị trường chứng khoán của các nước phát triển ............................................................................................................................................ 6 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm mô hình Fama và French trên thị trường chứng khoán của các nước đang phát triển .................................................................................................................................. 10 Chương 3 Phương pháp nghiên cứu................................................................................................... 14 3.1 Phương pháp nghiên cứu ............................................................................................................. 14 3.2 Mô hình nghiên cứu .................................................................................................................... 14 3.3 Cơ sở dữ liệu ............................................................................................................................... 17 3.4 Xây dựng danh mục .................................................................................................................... 20 Chương 4: Kiểm định mô hình CAPM và mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng khoán Việt Nam ................................................................................................................................ 33 4.1. Kiểm định tính dừng .................................................................................................................. 33 4.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến .......................................................................................... 35 4.3 Kiểm định mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố Fama-French trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 ...................................................................................... 36 4.3.1. Kiểm đinh mô hình CAPM .................................................................................................. 36 4.4.2 Kiểm định mô hình ba nhân tố của Fama-French .................................................................. 38 4.4.3 So sánh kết quả của hai mô hình: .......................................................................................... 41 4.4 Kiểm định phần bù ...................................................................................................................... 43 4.5 Tính mới của đề tài và so sánh với kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trên TTCKVN: ........................................................................................................................................ 45 Chương 5: Kết luận và khuyến nghị .................................................................................................. 48 Danh mục tài liệu tham khảo ............................................................................................................. 51 Tiếng Việt:........................................................................................................................................ 51 Tiếng Anh:........................................................................................................................................ 52 Danh mục các phụ lục ....................................................................................................................... 53 Phụ lục 1: Danh sách các cổ phiếu nghiên cứu trong đề tài ............................................................ 53 Phụ lục 2: Kết quả kiểm định đơn vị để lấy thống kê t trong kiểm định tính dừng .......................... 58 Phụ lục 3: kết quả hồi quy mô hình CAPM ................................................................................... 60 Phụ lục 4: kết quả chạy hồi quy mô hình 3 nhân tố Fama-French trên TTCKVN ........................... 63

Danh mục các ký hiệu và chữ viết tắt Từ viết tắt Diễn giải

BE Giá trị sổ sách

BE/ME Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Capital Asset Pricing Model – Mô hình định giá tài CAPM sản vốn

CTCP Công ty cổ phần

EBT Earning before Tax – Lợi nhuận trước thuế

FF Mô hình Fama-French

GDP Gross Domestic Product – Tổng sản phẩm quốc nội

HML High minus Low – Phần bù giá trị

Ha Noi Stock Exchange – Sở giao dịch chứng khoán HNX Hà Nội

Ho Chi Minh Stock Exchange – Sở giao dịch chứng HSX khoán Thành phố Hồ Chí Minh

ME Giá trị thị trường

NHNN Ngân hàng nhà nước

Rm-Rf Nhân tố thị trường

SMB Small minus Big – Phần bù quy mô

TP.HCM Thành phố Hồ Chí Minh

TSSL Tỷ suất sinh lợi

TTCK Thị trường chứng khoán

TTCKVN Thị trường chứng khoán Việt Nam

Trang

Bảng 3.1: Số lượng cổ phiếu nghiên cứu hàng tháng trong giai đoạn từ 31/12/2003 đến 31/12/2012 Bảng 3.2: Số lượng cổ phiếu của từng danh mục qua các năm trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 Bảng 3.3: Quy mô trung bình từng danh mục qua các năm trong giai đoạn 2004- 2012 Bảng 3.4: Tỷ lệ quy mô trung bình của từng danh mục qua trong giai đoạn 2004- 2012 Bảng 3.5: Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình của từng danh mục qua các năm trong giai đoạn 2004-2012 Bảng 3.6: TSSL trung bình của các danh mục và tỷ suất sinh lợi trung bình của thị trường trong giai đoạn mẫu nghiên cứu 2004-2012 Bảng 3.7: TSSL trung bình vượt trội của các danh mục trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 Bảng 3.8: TSSL trung bình và độ lệch chuẩn của 6 danh mục theo từng giai đoạn nghiên cứu và toàn bộ thời kỳ mẫu Bảng 3.9: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 Bảng 3.10: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục của Nhật Bản Bảng 3.11: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục của Mỹ

Bảng 4.1: Kết quả thống kê t trong kiểm định tính dừng

Bảng 4.2: Giá trị thống kê t tra từ bảng thống kê với n điều chỉnh là 107

Bảng 4.3: Ma trận tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình

Bảng 4.4: Thừa số tăng phương sai (VIF)

Bảng 4.5: Kết qủa hồi quy của mô hình CAPM

Bàng 4.6: Kết quả hồi quy của mô hình Fama-French

Bảng 4.7: Bảng so sánh kết quả hồi quy của hai mô hình CAPM và Fama-French trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu từ 2004-2012 Bảng 4.8: Phần bù rủi ro nhân tố: thị trường, quy mô và giá trị các danh mục trong giai đoạn nghiên cứu. Bảng 4.9: So sánh nghiên cứu Fama và French (1993), Trần Thị Hải Lý (2010) và của chính tác giả

Danh mục các bảng Bảng

Trang 14 14 22 25

Phương trình 3.1 Phương trình định giá tài sản vốn CAPM 3.2 Phương trình mô hình ba nhân tố Fama – French (1993) 3.3 Phương trình xác định nhân số SMB 3.4 Phương trình xác định nhân số HML 3.5 Phương trình xác định tỷ suất sinh lợi của từng cổ phiếu theo tháng 3.6 Phương trình xác định tỷ suất sinh lợi thị trường Rm 3.7 Phương trình thừa số tăng phương sai

26 36

Danh mục các phương trình

MỞ ĐẦU

Tác giả nghiên cứu các chứng cứ thực nghiệm về mô hình 3 nhân tố Fama và French

(Fama và French, 1993) trên các thị trường chứng khoán ở một số nước trên Thế giới

và kết quả cho thấy rằng tùy vào từng thị trường ở những quốc gia khác nhau sẽ có

mức độ giải thích cũng như tác động của từng nhân tố: nhân tố thị trường, nhân tố quy

mô và nhân tố giá trị sổ sách trên giá thị trường đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu sẽ

khác nhau. Song song với các nghiên cứu thực nghiệm đó, tác giả cũng ứng dụng mô

hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Kết quả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng khoán Việt

Nam trong giai đoạn 2004-2012 cho thấy rằng mô hình 3 nhân tố Fama và French giải

thích tốt hơn cho sự biến thiên của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu so với mô hình CAPM trên

thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2004-2012. Bên cạnh đó, kết quả còn

cho thấy danh mục cổ phiếu có quy mô nhỏ và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị

trường thấp sẽ đạt được TSSL vượt trội cao hơn so với các danh mục còn lại, điều này

không hoàn toàn phù hợp với kết quả của Fama và French, khi hai ông cho rằng TSSL

của danh mục cổ phiếu có quy mô nhỏ và giá trị sổ sách trên giá thị trường cao sẽ đạt

được TSSL vượt trội cao hơn so với các danh mục còn lại. Qua đó ta có thể nói rằng

mô hình 3 nhân tố Fama và French là một mô hình quốc gia chứ không phải mô hình

toàn cầu.

Chương 1 Giới thiệu

1.1 Tổng quan nội dung chính của luận văn và các vấn đề cần nghiên cứu

Tác giả tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm về mô hình 3 nhân tố Fama và French

(Fama và French, 1993) trên thị trường chứng khoán ở một số quốc gia trên thế giới.

Kiểm định mô hình định giá tài sản vốn và mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị

trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2004-2012.

Trình bày kết quả kiểm định mô hình và kết luận mối quan hệ của các nhân tố trong mô

hình Fama và French với tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng

khoán Việt Nam. Đồng thời xem xét kết quả của mô hình trên thị trường chứng khoán

Việt Nam có đồng nhất với kết quả của mô hình 3 nhân tố Fama và French hay không?

1.2. Phạm vi nghiên cứu

Các cổ phiếu niêm yết trên hai sàn chứng khoán Hà Nội và Thành Phố Hồ Chí Minh

trong giai đoạn 2004-2012.

1.3 Ý nghĩa nghiên cứu

Chúng ta thấy rằng tầm quan trọng của các mô hình kinh tế trong việc dự báo rủi ro và

tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên TTCK, trong đó, mô hình 3 nhân tố Fama và French

được rất nhiều nhà nghiên cứu thực hiện kiểm định trên thị trường chứng khoán ở

nhiều quốc gia khác nhau trên thế giới và kết quả nghiên cứu đã cho thấy được khả

năng giải thích của mô hình lên TSSL của cổ phiếu. Một vấn đề rất được giới nghiên

cứu và các nhà đầu tư quan tâm đó là mô hình kinh tế này có phù hợp để dự báo rủi ro

và TSSL trên thị trường chứng khoán Việt Nam hay không? Từ đó, các nhà đầu tư có

thêm một công cụ hỗ trợ trong việc phân tích và dự báo rủi ro và TSSL trong lĩnh vực

đầu tư chứng khoán. Với ý nghĩa thực tiễn này, tác giả muốn thực hiện đề tài “kiểm

định mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, một

mặt để xem xét khả năng giải thích của mô hình cho sự thay đổi của TSSL cổ phiếu,

mặt khác, khẳng định tính thực tiển của mô hình và tạo tiền đề bền vững xem mô hình

như là một công cụ giúp các nhà đầu tư vận dụng phân tích rủi ro và dự báo TSSL của

cố phiếu trên TTCKVN, từ đó tạo điều kiện cho sự phát triển ổn định và bền vững của

thị trường chứng khoán Việt Nam cũng như sự phát triển bền vững cho nền kinh tế

Việt Nam.

1.4. Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu

Tác giả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama và French có khả năng giải thích sự thay

đổi TSSL của cổ phiếu trên TTCKVN hay không? Và kết quả kiểm định có những

khác biệt gì so với kết quả nghiên cứu của hai tác giả Fama và French. Đồng thời, tác

giả xem xét sự khác biệt so với nghiên cứu của tác giả khác đã kiểm định mô hình này

trên TTCKVN trong khoảng thời gian trước đây.

Để làm rõ hơn mục tiêu nghiên cứu tác giả xin đưa ra các câu hỏi nghiên cứu gồm:

1. Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam có

được giải thích bởi nhân tố beta thị trường hay không?

2. Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam có

được giải thích bởi nhân tố quy mô doanh nghiệp và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị

thị trường hay không?

3. Giữa mô hình một nhân tố beta thị trường (CAPM) và mô hình 3 nhân tố Fama và

French thì mô hình nào giải thích TSSL của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt

Nam tốt hơn?

4. Hiệu ứng quy mô nhỏ và hiệu ứng giá trị từ kết quả nghiên cứu của Fama và Frenh

trên thị trường Mỹ có tồn tại trên thị trường chứng khoán Việt Nam hay không?

Chương 2 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

2.1 Nghiên cứu của Fama và French

Trước hết chúng ta tìm hiểu bài nghiên cứu của Fama và French (Fama và French,

1992). Trong nghiên cứu của mình, hai ông đã mở rộng mô hình CAPM với mô hình

đa nhân tố trong thực tiễn. Thành công lớn nhất của Fama và French trong nghiên cứu

(1992) là tập hợp các nghiên cứu riêng lẻ trước đó thành một nghiên cứu tổng quát

hơn. Fama và French đã đưa những nhân tố vào trong mô hình và xem xét mức ảnh

hưởng của các nhân tố này lên TSSL trung bình của cổ phiếu. Trong nghiên cứu năm

1992 tác giả xem xét 5 nhân tố tác động như thế nào lên TSSL trung bình của cổ phiếu

đó là nhân tố thị trường, quy mô (ME), thu nhập cổ phần/ giá cổ phần (E/P), tỷ số giá

trị sổ sách trên giá trị thị trường (BE/ME) và đòn bẩy tài chính.

Kết quả của nghiên cứu của Fama và French: nếu sử dụng riêng lẻ thì các nhân tố M/E,

BE/ME, E/P sẽ ảnh hưởng đến TSSL bình quân; nhưng nếu sử dụng kết hợp ME và

BE/ME thì đã bao hàm luôn cả tác động của đòn bẩy tài chính và E/P lên TSSL bình

quân của cổ phiếu.

Có thể nói nghiên cứu của Fama và French (1992) đã thành công khi hai ông đưa ra

bằng chứng có sức thuyết phục khi kết luận những nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh

lợi của cổ phiếu trên thị trường cổ phiếu. Chưa dừng lại ở đó, vì hai ông còn suy nghĩ

rằng trên một thị trường các chứng khoán thì sự vận động của thị trường cổ phiểu có lẽ

cũng có mối liên hệ đến thị trường trái phiếu. Vì vậy, hai ông đã thực hiện một nghiên

cứu trong năm tiếp theo là vào năm 1993, Fama và French thực hiện một nghiên cứu

xem xét mối quan hệ và sự tác động qua lại của các nhân tố trên thị trường cổ phiếu với

các nhân tố trên thị trường trái phiếu có giải thích hay ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi

của cổ phiếu trên thị trường cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi của trái phiếu trên thị trường

trái phiếu hay không? Chúng ta tiếp tục tìm hiểu kết quả này trong nghiên cứu của

Fama và French (1993).

Trong nghiên cứu của Fama và French (1993), hai ông thực hiện nghiên cứu “Các nhân

tố rủi ro phổ biến trong TSSL của cổ phiếu và trái phiếu” trên thị trường Mỹ. Fama và

French đã mở rộng xem xét trên 2 thị trường cổ phiếu và trái phiếu, nhận diện ra 5

nhân tố rủi ro tác động đến TSSL của cổ phiếu (ba nhân tố là nhân tố thị trường, quy

mô và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường) và trái phiếu (hai nhân tố đó là rủi ro

kỳ hạn và rủi ro vỡ nợ). Fama và French xem xét tác nhân tố rủi ro tác động đến TSSL

trên thị trường cổ phiếu và trái phiếu.

Kết quả cho thấy rằng: các nhân tố trên thị trường cổ phiếu (nhân tố thị trường, quy mô

và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị trị trường) quyết định hầu như tất cả sự biến thiên

TSSL của cổ phiếu, còn trên thị trường trái phiếu cũng có tác động nhưng không đáng

kể. Ngoài ra, TSSL của trái phiếu chịu tác động bởi 2 nhân tố (kỳ hạn trái phiếu và rủi

ro vỡ nợ) trên thị trường trái phiếu, còn các nhân tố thị trường cổ phiếu hầu như không

ảnh hưởng đến TSSL trái phiếu. Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu còn cho thấy những

công ty có quy mô nhỏ và có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao sẽ tạo ra

một TSSL cao, và đó chính là sự bù đắp cho rủi ro tăng thêm khi sở hữu những cổ

phiếu của những công ty có rủi ro cao hơn.

Từ kết quả nghiên cứu của mình, hai ông đã khẳng định một mô hình 3 nhân tố nhằm

giải thích cho sự biến thiên của tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường chứng

khoán Mỹ.

Sau khi ra đời, mô hình cũng đã được rất nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới thực hiện

kiểm định trên hàng loạt các quốc gia khác nhau trên thế giới, trong đó chúng ta có thể

tổng hợp những kết quả nghiên cứu của các tác giả trước đây trên 2 thị trường điển

hình là: mô hình 3 nhân tố Fama và French được kiểm định trên thị trường chứng

khoán các quốc gia phát triển và trên thị trường chứng khoán của các quốc gia đang

phát triển. Trước hết, ta xem xét kết quả của mô hình trên thị trường chứng khoán của

các quốc gia phát triển.

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm mô hình Fama và French trên thị trường chứng khoán của các nước phát triển

Thứ nhất, chúng ta xem xét nghiên cứu của Malin và Veeraraghavan (2004).

Trong nghiên cứu của mình, tác giả kiểm định mô hình đa nhân tố của Fama-French

trên 3 thị Trường chứng khoán ở Anh, Pháp, Đức. Một số kết luận từ nghiên cứu:

(1) Hiệu ứng công ty nhỏ ở Pháp-Đức và hiệu ứng công ty lớn ở Anh tức là ở Pháp-

Đức những công ty có quy mô nhỏ sẽ có TSSL cao và ngược lại ở Pháp thì những công

ty có quy mô lớn sẽ có TSSL cao. (2) Không tìm thấy bất kỳ bằng chứng về hiệu ứng

giá trị đến các thị trường được nghiên cứu. Nhưng tác giả lại công nhận hiệu ứng tăng

trưởng tức những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp (cố phiếu

tăng trưởng) sẽ cho ra TSSL cao hơn so với cổ phiếu giá trị. (3) Bác bỏ lập luận cho

rằng hiệu ứng theo mùa có thể giải thích các kết quả mô hình đa nhân tố.

Những phát hiện trên thị trường Anh khác so với thị trường Pháp-Đức. Ở Anh: hiệu

ứng công ty quy mô lớn, hiệu ứng tăng trưởng. Ở thị trường Pháp-Đức: hiệu ứng công

ty quy mô nhỏ. Điều này thách thức Fama và French cùng các nhà nghiên cứu tìm thấy

hiệu ứng quy mô công ty nhỏ và hiệu ứng giá trị.

Thứ hai, chúng ta xem xét nghiêu cứu của Djajadikerta và Nartea (2005)

Tác giả thực hiện nghiên cứu hiệu ứng quy mô và giá trị trong mô hình ba nhân tố

Fama và French trên thị trường chứng khoán New Zealand trong giai đoạn 1994 đến

2002.

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng: mô hình 3 nhân tố Fama và Frech có ý nghĩa hơn so

với mô hình CAPM trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán

New Zealand, đồng thời nghiên cứu này đã cho ra một bằng chứng về kiểm định hiệu

ứng quy, hiệu ứng giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và mô hình 3 nhân tố Fama-

French trên một nền kinh tế nhỏ và một thị trường chứng khoán nhỏ. Danh mục có quy

mô nhỏ đạt được tỷ suất sinh lợi cao và không thể hiện hiệu ứng giá trị một cách rõ

ràng.

Thứ ba, chúng ta xem xét nghiên cứu của Walid và Ahlem (2008)

Tác giả thực hiện nghiên cứu áp dụng mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị

trường chứng khoán Nhật Bản trong giai đoạn từ ngày 01/10/2002 đến 30/09/2007.

Kết quả của tác giả cho thấy rằng: quy mô công ty có quan hệ nghịch biến với tỷ suất

sinh lợi chứng khoán, tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có quan hệ đồng biến

với tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Tuy nhiên mối quan hệ này trong thời gian nghiên

cứu 5 năm là không liên tục tuyến tính. Hiệu ứng quy mô xuất hiện chủ yếu trong danh

mục đầu tư cổ phiếu có giá trị vốn hóa thị trường thấp. Hiệu ứng giá trị sổ sách trên giá

trị thị trường xuất hiện trong hầu hết các thị trường. Khi kết hợp hai nhân tố này lại thì

mối quan hệ so với tỷ suất sinh lợi vượt trội chưa rõ ràng, nhưng vẫn có sự vượt trội

hơn với danh mục của những công ty có quy mô nhỏ và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị

thị trường cao so với danh mục có quy mô lớn và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị

trường thấp.

Và sau cùng, chúng ta xem xét nghiên cứu của Akgul (2013)

Tác giả thực hiện nghiên cứu mô hình hồi quy ba nhân tố Fama – French trên Thị

trường chứng khoán châu Âu - Trước và sau khi hình thành đồng tiền chung Châu Âu.

Tác giả xem xét việc giải thích TSSL trung bình của cổ phiếu trên TTCK châu Âu

trong giai đoạn tháng 06/1990 đến tháng 05/2011 (trước 1990-1999 và sau 2000-2001

khi hình thành đồng tiền chung Châu Âu), tác giả sẽ kiểm định trên 10 quốc gia EMU

(Áo, Bỉ, Phần Lan, Pháp, Đức, Hy Lạp, Ireland, Ý, Hà Lan, và Tây Ban Nha) và 3 quốc

gia thuộc EU ngoài EMU (Đan Mạch, Thụy Điển, Thụy Sĩ). Luxembourg và Bồ Đào

Nha do không có đủ dữ liệu nên được bỏ qua trong nghiên cứu.

Tác giả sử dụng 2 mô hình khác nhau của mô hình 3 nhân tố Fama – French được sử

dụng trong nghiên cứu này:

Mô hình quốc gia cụ thể:

Ri – Rf= αi+ bi(Rm – Rf)country + siSMBcountry + hiHMLcountry + εi

Sử dụng các chỉ số của từng quốc gia, tác giả kiểm tra khả năng giải thích của mô hình

Fama-French trên hơn 13 quốc gia châu Âu trong 21 năm. Kết quả cho thấy rằng mô

hình Fama-French là khá tốt đối với thị trường châu Âu và có thể được chấp nhận như

là một mô hình khá tốt cho các nước châu Âu nếu nhìn vào kết quả sử dụng mô hình

quốc gia cụ thể: 11 quốc gia trong số 13 có trung bình hệ số chặn dưới 0,15 trong khi

hơn một nửa trong số đó là dưới 0,10. Trong đó, có kiểm định mô hình ở Hy Lạp và

Ai-len không có ý nghĩa.

Mô hình khu vực đồng euro:

Ri – Rf= αi+ bi(Rm – Rf)eurozone + siSMBeurozone + hiHMLeurozone + εi

Sử dụng 10 quốc gia khu vực châu Âu, tác giả tạo ra các chỉ số của toàn khu vực để

xem có sự hội tụ giữa các nước trong khu vực đồng tiền chung châu Âu hay không?

Sau đó, tác giả áp dụng thử nghiệm lên 3 nước không nằm trong EMU để xem nó có

phải là một sự hội tụ chung trên toàn châu Âu hay không. Kết quả cho thấy có một sự

quy tụ không thể phủ nhận trong thị trường khu vực châu Âu, nhìn vào kết quả của mô

hình khu vực đồng tiền chung châu Âu, tác giả không thể bác bỏ giả thuyết về sự biến

chuyển trong các quốc gia khu vực châu Âu sau khi hội nhập tiền tệ, vì kết quả kiểm

tra trở nên tốt hơn và đồng nhất với Fama-French sau kỳ hội nhập EMU cho 7 trong số

10 nước khu vực đồng euro (ngoại trừ Úc, Pháp và Hi lạp). Trong khi 3 nước châu âu

nằm ngoài EMU (Đan Mạch, Thụy Điển, Thụy Sĩ) hầu hết không tuân theo những diễn

biến này, tác giả cho thấy rằng bất kỳ sự hội nhập chung nào giữa các nước Liên minh

châu âu đều bắt nguồn từ sự thống nhất đồng tiền bởi vì 2 trong 3 nước nằm ngoài

EMU này cho kết quả tệ hơn trong giai đoạn EMU sử dụng các chỉ số khu vực đồng

Euro. Do đó không thể phủ nhận giả thiết sự thay đổi tiền tệ là một trong những lý do

của việc hội nhập.

Như vậy, bài nghiên cứu của Akgul cung cấp thêm bằng chứng để hỗ trợ cho mô hình

định giá tài sản 3 nhân tố Fama và French giải thích sự biến thiên của TSSL trung bình

trên thị trường chứng khoán Châu Âu và giải thích tốt hơn so với mô hình 1 nhân tố

beta của CAPM.

Tóm lại mô hình ba nhân tố Fama French giải thích sự biến thiên của tỷ suất sinh lợi

của cổ phiếu tốt hơn mô hình CAPM trên thị trường chứng khoán ở các nước phát

triển. Vậy một vấn đề được quan tâm tiếp theo, là mô hình có tồn tại trên thị trường

chứng khoán của các nước đang phát triển hay không? Chúng ta tiếp tục tìm hiểu trong

phần tiếp theo của tổng quan các nghiên cứu trước đây về mô hình Fama và Frenh trên

thị trường chứng khoán ở các nước đang phát triển.

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm mô hình Fama và French trên thị trường chứng khoán của các nước đang phát triển

Đối với các nước đang phát triển, trong đề tài nghiên cứu của mình tác giả muốn xem

xét kết quả kiểm định của mô hình 3 nhân tố Fama và French trên hai thị trường: một

là đại diện cho Châu Âu, còn một là đại diện cho Châu Á.

Trước hết, chúng ta cùng xem xét kết quả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng khoán Hàn Quốc của Kyong Shik Eom, Jong‐‐‐‐Ho

Park (2008)

Tác giả thực hiện nghiên cứu mô hình 3 nhân tố Fama và French trên thị trường chứng

khoán Hàn Quốc

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng mô hình 3 nhân tố bị bác bỏ trên toàn bộ giai đoạn

mẫu và một số đoạn thời gian, trái ngược hẳn với phát hiện ở các nước phát triển. Theo

tác giả nghiên cứu thì mô hình ba nhân tố không bị bác bỏ trong một vài đoạn thời

gian. Vì vậy mô hình 3 nhân tố sẽ có kết quả khác nhau trong những khoảng thời gian

khác nhau. Hàn Quốc là một thị trường mới nổi với cơ sở hạ tầng còn yếu nên sẽ có

những chiều hướng phát triển khác với thị trường phát triển. Tác giả nghiên cứu các cổ

phiếu trong giai đoạn 7/1981-12/2007, mẫu ngẫu nhiên gồm 868 công ty năm 1984

tăng đến 652 công ty năm 1998 và bao gồm các các công ty niêm yết lần đầu hoặc bị

hủy niêm yết trong khoảng thời gian mẫu, đồng thời loại bỏ các cổ phiếu có BE/ME

âm mỗi năm. Và tác giả kiểm định trên 215 giai đoạn nhỏ (ít nhất 5 năm). Kết quả mô

hình 3 nhân tố bị bác bỏ trong khoảng thời gian mẫu 26.5 năm. Tác giả cũng tìm được

bằng chứng về tính không ổn định của các độ nhạy cảm trên thị trường Hàn Quốc, điều

này giải thích lý do tại sao mô hình 3 nhân tố bị bác bỏ.

Tiếp theo, chúng ta nghiên cứu mô hình Fama và French trên thị trường chứng

khoán Hy Lạp trong nghiên cứu của Manolakis (2012).

Trong nghiên cứu của mình, tác giả thực hiện kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama và

French trên thị trường chứng khoán Hy Lạp trong giai đoạn từ 6/2001 đến 6/2011.

Kết quả nghiên cứu của tác giả cho rằng: mô hình ba nhân tố Fama-French giải thích

tốt hơn các biến thiên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu so với mô hình định giá tài sản CAPM.

Và tỷ suất sinh lợi được giải thích khá tốt qua giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML và quy mô SMB thông qua độ dốc và R2. Hơn nữa, hệ số chặn của hồi quy danh

mục đầu tư chứng khoán theo thị trường, HML và SMB gần bằng không cho thấy rằng

mô hình ba yếu tố giải thích tốt tỷ suất sinh lợi trung bình của cổ phiếu. Kết quả cho

thấy các nhà đầu tư nắm giữ các danh mục cổ phiếu có quy mô lớn dường như có lợi

nhuận cao hơn so với các nhà đầu tư nắm giữ các danh mục cổ phiếu có quy mô nhỏ,

chứng tỏ có hiệu ứng quy mô lớn. Ngoài ra các nhà đầu tư có lợi nhuận cao hơn khi

đầu tư cổ phiếu giá trị hơn là cổ phiếu tăng trưởng. Những kết quả này chưa nhất quán

với những kết luận của Fama và French cho thị trường chứng khoán Mỹ.

Vậy trên thị trường chứng khoán Việt Nam, kết quả kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama

và French có tương tự hay có gì khác biệt so với các kết quả nghiên cứu trước đây trên

thị trường chứng khoán của các nước hay không?

Và sau cùng, chúng ta xem xét nghiên cứu của tác giả Trần Thị Hải Lý (2010) về

kiểm định mô hình Fama và French trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Trong nghiên cứu của mình, tác giả thực hiện nghiên cứu rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên

thị trường chứng khoán Việt Nam, trong đó, tác giả kiểm định mô hình ba nhân tố

Fama và French trong giai đoạn tháng 7/2005 đến tháng 3/2009.

Kết quả nghiên cứu cho thấy: Trên toàn bộ thời kỳ mẫu thể hiện hiệu ứng quy mô lớn

chứ không phải quy mô nhỏ như kết quả của Fama và French. Nếu đúng như vậy thì

chiến lược đầu tư để đạt được tỷ suất sinh lợi cao trên thị trường Việt Nam là đầu tư

vào các công ty quy mô lớn và BE/ME cao mà không phải là đầu tư vào các công ty

quy mô nhỏ có BE/ME cao. Và mô hình Fama và French có vẽ giải thích tốt những

thay đổi của tỷ suất sinh lợi ở thị trường Việt Nam.

Đồng thời tác giả còn mở rộng nghiên cứu trên thị trường chứng khoán Việt nam bằng

cách lấy nhân tố sở hữu nhà nước có thể thay thế cho nhân tố quy mô trong mô hình 3 nhân tố của Fama và French. Kết quả: thứ nhất hệ số xác định R2 rất cao, từ 0,977 trở

lên, thứ hai các hệ số chặn đều khác 0 không có ý nghĩa thống kê, nghĩa là 3 nhân tố

Rm-Rf, nhân tố sở hữu nhà nước, nhân tố BE/ME giải thích tốt hơn những thay đổi

trong tỷ suất sinh lợi của các danh mục. Phần bù rủi ro thị trường vẫn chiếm tỷ phần

cao và dương đối với tất cả 4 danh mục. Phần bù rủi ro nhân tố sở hữu nhà nước dương

đối với các danh mục có tỷ lệ sở hữu nhà nước cao (0,041% và 0,032% đối với danh

mục B/L và B/H) và âm đối với các danh mục có tỷ lệ sở hữu nhà nước thấp (-0,038%

và -0,029% đối với danh mục S/L và S/H). Phần bù rủi ro giá trị dương đối với các

danh mục có BE/ME cao (0,46% và 0,48% đối với danh mục S/H và B/H) và âm đối

với các danh mục có BE/ME thấp (-0,429% và -0,448% đối với danh mục S/L và B/L).

Ngoài ra tác giả còn nghiên cứu tài chính hành vi trong mối quan hệ rủi ro và TSSL

trên TTCKVN. Từ kết quả nghiên cứu tác giả đã khẳng định TTCKVN chịu ảnh hưởng

bởi hành vi bầy đàn trong thời gian nghiên cứu của tác giả từ 2004 – 2008.

Tóm lại, thông qua các kết quả nghiên cứu trước đây của các tác giả trên thị trường

chứng khoán của một số quốc gia phát triển và quốc gia đang phát triển. Tác giả rút ra

một số nhận xét chung như sau:

Mô hình 3 nhân tố Fama và French (1993) giải thích sự biến thiên của TSSL cổ phiếu

trên TTCK tốt hơn so với mô hình 1 nhân tố CAPM.

Sự thay đổi của nhân tố thị trường là yếu tố chủ yếu ảnh hưởng đến TSSL của cổ phiếu

trên TTCK.

Tùy thuộc vào từng thị trường và từng khoảng thời gian nghiên cứu, mô hình 3 nhân tố

Fama và French (1993) cho ra các kết quả kiểm định khác nhau. Do đó mô hình 3 nhân

tố Fama và French là mô hình phù hợp với từng quốc gia trong từng giai đoạn hơn là

một mô hình quốc tế.

Chương 3 Phương pháp nghiên cứu

3.1 Phương pháp nghiên cứu

Tác giả thu thập và tổng hợp dữ liệu liên quan từ các nguồn khác nhau. Sau đó sử dụng

phương pháp phân tích, so sánh dựa trên các bảng biểu để mô tả mức độ tác động của

các nhân tố đối với tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán và so

sánh mức độ tác động của các nhân tố với nhau để đánh giá mức độ ảnh hưởng mạnh

yếu của từng nhân tố.

Tác giả nghiên cứu định lượng với sự hỗ trợ của phần mềm Eview 6.0. Đồng thời dùng

phương pháp hồi quy theo chuỗi thời gian mà Fama và French (1993): Phân tích hồi

quy tuyến tính nhằm đánh giá mức độ tác động của từng nhân tố lên mô hình và loại bỏ

các biến không có ý nghĩa, phân tích ma trận tương quan nhằm xác định sự liên kết

giữa các biến giải thích và tầm quan trọng của mỗi nhân tố khi sử dụng kết hợp đồng

thời trong mô hình,… và đưa ra những kết luận cho các phân tích.

3.2 Mô hình nghiên cứu

Trong đề tài tác giả sử dụng 2 mô hình. Đó là mô hình định giá tài sản vốn CAPM và

mô hình 3 nhân tố của Fama – French như sau:

CAPM: Rpt – Rft = αpt + bp(Rmt – Rft) + εpt (3.1)

Fama-French: Rpt – Rft = αpt + bp(Rmt – Rft) + spSMBt + hpHMLt + εpt (3.2)

Trong đó:

bp: beta là hệ số hồi quy cho nhân tố phần bù rủi ro thị trường.

sp: là hệ số hồi quy của nhân tố SMB.

hp: là hệ số hồi quy của nhân tố HML.

Rp là tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục p.

Rf là tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.

Rm là tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trường.

Rm-Rf: Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường.

SMB: đại diện nhân tố quy mô, là nhân tố đo lường TSSL tăng thêm mà các nhà đầu tư

nhận được từ việc đầu tư vào các cổ phiếu của những công ty có mức vốn hóa thị

trường nhỏ, phần TSSL tăng thêm này thường được gọi là phần bù quy mô.

SMB: (small minus big): Là sự chênh lệch giữa TSSL của những cổ phần trong danh mục

có quy mô nhỏ so với TSSL những cổ phần có trong danh mục quy mô lớn.

Những danh mục có quy mô nhỏ gồm: (S/L: danh mục bao gồm những công ty có quy

mô nhỏ và có tỷ số BE/ME thấp; S/H: danh mục gồm những công ty có quy mô nhỏ và có

tỷ số BE/ME cao).

Những danh mục có quy mô lớn: (B/L: danh mục bao gồm những công ty có quy mô lớn

và có tỷ số BE/ME thấp; B/H: danh mục gồm những công ty có quy mô lớn và có tỷ số

BE/ME cao).

HML: đại diện cho nhân tố tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (BE/ME): HML là

nhân tố đo lường TSSL tăng thêm mà các nhà đầu tư nhận được từ việc đầu tư vào cổ

phiếu của những công ty có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao.

HML: (High minus low): Là sự chênh lệch giữa TSSL của những cổ phần trong danh

mục có tỷ số BE/ME cao so với TSSL của những cổ phần trong danh mục có tỷ số

BE/ME thấp.

Danh mục có tỷ số BE/ME cao: (S/H: danh mục bao gồm những công ty có quy mô nhỏ

và có tỷ số BE/ME cao; M/H: danh mục bao gồm những công ty có quy mô trung bình và

có tỷ số BE/ME cao B/H: danh mục bao gồm những công ty có quy mô lớn và có tỷ số

BE/ME cao).

Danh mục có tỷ số BE/ME thấp: (S/L: danh mục bao gồm những công ty có quy mô nhỏ

và có tỷ số BE/ME thấp; M/L: danh mục bao gồm những công ty có quy mô trung bình

và có tỷ số BE/ME thấp; B/L: danh mục bao gồm những công ty có quy mô lớn và có tỷ

số BE/ME thấp).

Giải thích mô hình:

Mô hình CAPM: phần bù tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường bp(Rmt – Rft) giải

thích tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu thông qua hệ số beta. Ví dụ như hệ số beta

là 1,5 cho biết rằng khi TSSL thị trường tăng 1% thì TSSL cổ phiếu biến động 1,5% so

với TSSL thị trường, nghĩa là khi nền kinh tế tốt thì lợi nhuận cổ phiếu tăng nhanh hơn

lợi nhuận thị trường, nhưng khi nền kinh tế xấu thì lợi nhuận cổ phiếu giảm nhanh hơn

lợi nhuận thị trường. Ở đây beta được định nghĩa như là hệ số đo lường sự biến động

của TSSL. Cho nên, beta được xem như là hệ số đo lường sự rủi ro của chứng khoán.

Mô hình Fama-French: Ngoài phần bù tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường bp(Rmt –

Rft) ra thì phần bù quy mô spSMBt và phần bù giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

hpHMLt cũng đóng góp rất tích cực vào giải thích tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ

phiếu.

Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường (Rm-Rf) hay phần bù thị trường bp(Rmt – Rft) thể

hiện phần tăng thêm của tỷ suất sinh lợi do rủi ro của thị trường mang lại.

Phần bù quy mô spSMBt đo lường lợi nhuận tăng thêm khi đầu tư vào những công ty có

quy mô nhỏ. Khi phần bù quy mô dương thể hiện những chứng khoán có quy mô nhỏ

có tỷ suất sinh lợi cao hơn chứng khoán có quy mô lớn và ngược lại.

Phần bù giá trị HML đo lường lợi nhuận tăng thêm khi đầu tư vào các công ty có giá trị

sổ sách trên giá trị thị trường BE/ME cao (hay còn gọi là cổ phiếu giá trị). Và cổ phiếu

có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp được gọi là cổ phiếu tăng trưởng. Khi phần

bù giá trị sổ sách trên giá trị thị trường dương thể hiện những cổ phiếu giá trị cho tỷ

suất sinh lợi cao hơn cổ phiếu tăng trưởng và ngược lại.

3.3 Cơ sở dữ liệu

Cổ phiếu được lựa chọn trong mô hình là những cổ phiếu niêm yết trên 2 sàn Hà Nội

và Thành phố Hồ Chí Minh trên thị trường chứng khóan Việt Nam. Chúng ta bắt đầu

từ thời điểm 31/12/2003 đến 31/12/2012, chỉ lấy những cổ phiếu có vốn cổ phần không

âm và loại bỏ các các công ty hủy niêm yết, công ty bị kiểm soát và cổ phiếu quỹ.

Đồng thời các cổ phiếu phải có báo cáo tài chính ít nhất hai năm nên ta loại bỏ các cổ

phiếu niêm yết sau 31/12/2010. với giai đoạn từ 31/12/2003 đến 31/12/2012 có 109

quan sát giá cổ phiếu theo tháng hình thành 108 quan sát theo chỉ tiêu tỷ suất sinh lợi

theo tháng. Từ đó ta xác định được giai đoạn nghiên cứu của đề tài là từ đầu năm 2004

đến cuối năm 2012 trên 108 quan sát. Xem thêm danh sách các cổ phiếu nghiên cứu

trong phụ lục 1.

Bảng 3.1: Số lượng cổ phiếu nghiên cứu hàng tháng trong giai đoạn từ 31/12/2003

đến 31/12/2012

Năm T1

T2

T3

T4

T5

T6

T7

T8

T9

T10 T11 T12

2003

2004

2005

176

2006

176

177

180

183

188

194

210

230

2007

250

257

261

264

270

275

276

285

288

300

307

2008

312

317

320

324

328

334

340

353

364

377

393

421

2009

438

441

456

475

490

516

541

550

566

582

591

609

2010

609

2011

609

2012

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt.

Trong bảng 3.1, ta có thể thấy được số lượng các công ty niêm yết trong dữ liệu nghiên

cứu của tác giả từ 19 công ty cuối năm 2003 và tăng lên đến 609 công ty năm 2012.

Trong giai đoạn từ 12/2003 đến tháng 11/2006, số lượng cổ phiếu tăng với tốc độ khá

chậm từ 19 đến 67 cổ phiếu trong 3 năm, bình quân mỗi năm tăng khoảng 15 cổ phiếu,

tức hằng năm có khoảng 15 công ty cổ phần được niêm yết trên sàn chứng khoán.

Đứng trước cơ hội gia nhập tổ chức thương mại thế giới WTO, hàng loạt các doanh

nghiệp được niêm yết vào thời điểm tháng 12/2006 làm khối lượng cổ phiếu đột ngột

tăng lên 176 cổ phiếu và tăng lên đến 230 cổ phiếu vào cuối năm 2007. Số lượng cổ

phiếu cuối năm 2008 tiếp tục tăng lên khoảng 30% so với thời điểm 12/2007 và đạt ở

mức 307 cổ phiếu, con số này tiếp tục tăng lên khoảng 40% tính đến thời điểm cuối

năm 2009 so với thởi điểm 12/2008 ở mức 421 cổ phiếu. Trước áp lực cổ phần hóa các

doanh nghiệp nhà nược khi Việt Nam chính thức trở thành thành viên của WTO, năm

2010 là một năm đánh dấu quá trình cổ phần hoá mạnh mẽ của các doanh nghiệp nhà

nước đồng thời các công ty cổ phần tư nhân cũng đăng ký niêm yết tăng lên đáng kể

trong năm 2010, tại thời điểm tháng 12/2010 số lượng cổ phiếu là 609 cổ phiếu và

những cổ phiếu này được tác giả sử dụng và lấy dữ liệu cho 2 năm tiếp theo 2011-

2012, vì những cổ phiếu niêm yết sau thời điểm 31/12/2010 tác giả sẽ loại ra khỏi

nghiên cứu.

Ngoài ra, có một lưu ý nhỏ là sổ lượng cổ phiếu mà tác giả phân tích trên đã loại trừ

những cổ phiếu quỹ, cổ phiếu đã hủy niêm yết, cổ phiếu đang thuộc diện kiểm soát của

Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước.

Lãi suất phi rủi ro (Rf ): Theo nghiên cứu của Fama và French (1993), hai ông sử dụng

lãi suất T-Bill (kỳ hạn 3 tháng), điều này gần như phù hợp với việc nghiên cứu sự biến

động của TSSL trong ngắn hạn. Tuy nhiên, vì đã cố gắng tìm kiếm các nguồn đáng tin

cậy về dữ liệu của tín phiếu kho bạc kỳ hạn tương tự cũng như những số liệu của lãi

suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn (6 tháng, 9 tháng, 1 năm) nhưng tác giả cũng không tìm

được cơ sở dữ liệu đầy đủ về lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn ngắn hạn cho cả giai

đoạn từ 2003 đến 2012. Vì vậy, trong đề tài nghiên cứu của mình tác giả sử dụng lãi

suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm làm đại diện cho lãi suất phi rủi ro, lãi suất phi

rủi ro được thu thập từ ngân hàng Phát Triển Châu Á và công ty chứng khoán Tân Việt.

Tác giả biết rằng việc sử dụng lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm thay thế tín

phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng, điều này có thể tạo ra một mức độ rủi ro về kỳ hạn và rủi

ro về thanh khoản vì sự khác biệt về kỳ hạn và chênh lệch lãi suất phi rủi ro.

Mặc dù vậy, tác giả nhận thấy rằng sự chênh lệch lãi suất trái phiếu chính phủ và tín

phiếu kho bạc dưới 1 năm là không đáng kể trong suốt những năm gần đây. Vì vậy,

chúng ta có thể chấp nhận sử dụng lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm làm đại

diện cho lãi suất phi rủi ro khi kiểm định mô hình 3 nhân tố của Fama và French trên

thị trường chứng khoán Việt Nam.

3.4 Xây dựng danh mục

Tác giả xây dựng 6 danh mục dựa trên hai nhân tố: quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị

thị trường.

Nghiên cứu của Fama-French trên thị trường chứng khoán Mỹ trong giai đoạn khá dài

từ năm 1963 đến năm 1991 với 4791 công ty niêm yết trên 3 sàn: NYSE, AMEX và

NASDAQ nên Fama-French đã xây dựng được 25 danh mục với 5 nhóm quy mô và 5

nhóm giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Thị trường chứng khoán Việt Nam còn khá

non trẻ và giai đoạn đầu phát triển khá chậm nên tác giả đã bỏ giai đoạn 5 năm đầu

khi TTCKVN vừa mới đi vào hoạt động. Do đó, giai đoạn nghiên cứu của tác giả trong

đề tài nghiên cứu này là từ đầu năm 2004 đến cuối năm 2012 (giai đoạn 2004-2012).

Với giai đoạn nghiên cứu này tác giả đã tính được số lượng công ty trung bình hàng

tháng là 289 cổ phiếu và đến cuối năm 2012 thì số lượng cổ phiếu nghiên cứu là 609 cổ

phiếu, giai đoạn nghiên cứu và số lượng mẫu nghiên cứu khá nhỏ so với nghiên cứu

của Fama và French nên tác giả đã chia dữ liệu nghiên cứu của mình ra thành 3 nhóm

quy mô và 2 nhóm giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.

Quy mô được chia thành 3 nhóm: 30% công ty quy mô nhỏ (ký hiệu: S), 40% công ty

có quy mô trung bình (ký hiệu: M) và 30% công ty có quy mô lớn (ký hiệu: B). Sau đó

dựa trên giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung vị của cả thị trường, từ mỗi nhóm

danh mục độc lập của quy mô S, M, B ta sẽ chia ra làm hai nhóm danh mục: danh mục

có BE/ME cao hơn hoặc bằng trung vị hay còn gọi là danh mục có BE/ME cao (ký

hiệu: H) và danh mục có BE/ME nhỏ hơn trung vị hay còn gọi là danh mục có BE/ME

thấp (ký hiệu: L). Như vậy tác giả đã xây dựng được 6 danh mục đầu tư cổ phiếu dựa

trên quy mô và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường: S/H, S/L, M/H, M/L, B/H, B/L.

Trong đó:

S/H: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô nhỏ S và BE/ME thấp H

S/L: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô nhỏ S và BE/ME cao L

M/H: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô trung bình M và BE/ME

cao H

M/L: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô trung bình M và BE/ME

thấp L

B/H: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô lớn B và BE/ME cao H

B/L: là danh mục cổ phiếu gồm những công ty có quy mô lớn B và BE/ME thấp L

Tuy nhiên, Fama và French cũng cho rằng việc phân các cổ phiếu thành 2 danh mục

theo quy mô và 3 danh mục theo hệ số BE/ME là tùy ý và không ảnh hưởng đến kết

quả nghiên cứu.

Bảng 3.2: Số lượng cổ phiếu của từng danh mục qua các năm trong giai đoạn

Năm

S/L

S/H

M/L

M/H

B/L

B/H

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

111

105

2011

136

117

126

138

2012

132

114

129

138

Trung bình

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt thông quan gói sản phẩm tài chính.

nghiên cứu 2004-2012.

Trong bảng 3.2, chúng ta có thể thấy số lượng công ty trên mỗi danh mục từng năm

trong giai đoạn nghiên cứu. Trong 3 năm đầu của suốt thời kỳ nghiên cứu từ 2004-

2006 số lượng cổ phiếu niêm yết trên 2 sàn thì còn khá khiêm tốn do đó khối lượng cổ

phiếu trong từng danh mục là rất thấp chỉ có 3 danh mục S/H, M/H và B/L số lượng cổ

phiếu bình quân trong 3 năm khoảng 7 cổ phiếu, từ năm 2007 số lượng cổ phiếu tăng

dần dẫn đến số lượng cổ phiếu của từng danh mục tăng lên, cho đến cuối năm 2009 số

lượng cổ phiếu đã tăng lên và đạt ở mức bình quân từ 61 đến 79 cổ phiếu ở 4 danh

mục: S/H, M/L, M/H và B/L, chỉ có danh mục S/L được 27 cổ phiếu và B/H là thấp

nhất có 22 cổ phiếu. Trong 3 năm còn lại 2010-2012, số lượng phiếu trung bình của 4

danh mục S/H, M/L, M/H và B/L đều tăng lên và ở mức trên 98 cổ phiếu, riêng S/L và

B/H bình quân khoảng 45 cổ phiếu trong 3 năm cuối của giai đoạn nghiên cứu.

Xác định giá trị của nhân tố quy mô

Nhân tố quy mô SMB là phần chênh lệch tỷ suất sinh lợi trung bình mỗi tháng giữa hai

nhóm công ty có quy mô nhỏ (S/H, S/L) và hai nhóm công ty có quy mô lớn (B/H,

B/L)

SMB = TSSL trung bình nhóm công ty có quy mô nhỏ - TSSL trung bình của nhóm

công ty có quy mô lớn = ½(S/H+S/L) – ½(B/H+B/L) (3.3)

Bảng 3.3: Quy mô trung bình từng danh mục qua các năm trong giai đoạn 2004-

2012

S/L

S/H

M/L

M/H

B/L

B/H

Tổng ME

Năm

147

344

326

2325

314

3506

2004

191

363

449

2692

1167

4921

2005

263

413

1020

2328

44650

1726

50402

2006

981

3102

11213

11766

283409

26486

336957

2007

1253

2420

8940

12188

221842

21631

268274

2008

1185

3333

13140

13981

341657

21409

394705

2009

2659

6463

27535

23215

493678

70696

624245

2010

1687

4397

18153

16986

537010

36711

614944

2011

1324

3372

14601

13519

581855

24660

639330

2012

2649

Trung bình

1051

10590

10529

278791

22756

326365

Đơn vị tính: tỷ đồng

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính.

Nhìn vào bảng 3.3 ta thấy, quy mô 2 năm đầu 2004-2005 chưa đến 5,000 tỷ đồng,

trước thềm gia nhập Tổ Chức Thương Mại Thế Giới WTO, tính đến thời điểm cuối

năm 2006, tổng giá trị vốn hóa đã tăng lên đến 10 lần đạt mức 50 ngàn tỷ đồng, tiếp đà

tăng trưởng của thị trường chứng khoán Việt Nam, năm 2007 có thể nói là năm mà

TTCKVN tăng trưởng mạnh nhất, với số lượng cổ phiếu niêm yết được trình bày trong

bảng 3.2 và tốc độ tăng trưởng chóng mặt của giá thị trường của các cổ phiếu, kết quả

cộng hưởng đó khiến giá trị vốn hóa thị trường tăng lên gấp hơn 6 lần giá trị vốn hóa

thị trường ở thời điểm 12/2006 đạt mức 337 ngàn tỷ đồng vào thời điểm tháng

12/2007. Đến năm 2008, đây là năm mà cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu bắt

nguồn từ nguyên nhân vở bong bóng nhà đất tại Mỹ đã tạo hiệu ứng domino ảnh hưởng

đến hầu như tất cả các nền kinh tế trên thế giới trong đó có Việt Nam, sự phản ứng quá

mạnh mẽ từ các nhà đầu tư, làm cho họ hoang man dẫn đến mất niềm tin vào thị trường

và từ đó hình thành một xu hướng bán tháo cổ phiếu ồ ạt nhằm thu lại vốn hoặc cắt lỗ

đã dẫn đến một kết quả tội tệ nhất trong lịch sử hình thành và phát triển của TTCKVN

từ trước đến nay, tính đến thời điểm cuối năm 2008 giá trị vốn hóa thị trường đã giảm

đi 30% so với thời điểm tháng 12/2007, mặc dù số lượng cổ phiếu niêm yết tăng lên

đáng kể trong năm 2008. Đến năm 2009, giá trị vốn hóa thị trường đã tăng trở lại và

đạt ở mức 394 tỷ đồng, kết quả này một phần là số lượng công ty niêm yết tăng lên và

đặt biệt xu hướng đảo chiều đã góp phần tích cực vào việc làm tăng giá trị thị trường

trong năm 2009. Năm 2010, là năm đại đa số các doanh nghiệp nhà nước cổ phần hóa

theo lộ trình gia nhập Tổ Chức Thương Mại Thế Giới (WTO) mà Việt Nam đã cam kết

là nguyên nhân chính khiến giá trị vốn hóa thị trường tăng lên hơn 50% so với tháng

12/2009 đạt ở mức 624 ngàn tỷ đồng vào cuối tháng 12/2010, và con số này dao động

không đáng kể trong năm 2011-2012. Như đã trình bày phần trên rằng số liệu mà tác

giả phân tích ở đây đã loại trừ ra những công ty đã bị hủy niêm yết, những cổ phiếu

quỹ, những công ty bị đưa vào diện kiểm soát và những công ty niêm yết sau thời điểm

31/12/2010.

Để dễ dàng thấy rõ hơn tỷ trọng của từng danh mục qua các năm trong giai đoạn

nghiên cứu, ta dựa tỷ lệ của từng danh mục trung bình qua các năm:

Bảng 3.4: Tỷ lệ quy mô trung bình của từng danh mục qua trong giai đoạn 2004-

Năm

S/L

S/H

M/L

M/H

B/L

B/H

2004

1.41%

4.20%

9.81%

9.31%

66.32%

8.95%

2005

1.21%

3.87%

7.38%

9.13%

54.70%

23.72%

2006

0.52%

0.82%

2.02%

4.62%

88.59%

3.42%

2007

0.29%

0.92%

3.33%

3.49%

84.11%

7.86%

2008

0.47%

0.90%

3.33%

4.54%

82.69%

8.06%

2009

0.30%

0.84%

3.33%

3.54%

86.56%

5.42%

2010

0.43%

1.04%

4.41%

3.72%

79.08%

11.33%

2011

0.27%

0.71%

2.95%

2.76%

87.33%

5.97%

2012

0.21%

0.53%

2.28%

2.11%

91.01%

3.86%

4.24%

81.76%

8.71%

% Trung bình

0.46%

1.20%

3.63%

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính.

2012.

Qua bảng 3.4, ta thấy B/L chiếm tỷ trọng cao nhất trong tất cả các danh mục qua các

năm. Và danh mục S/L chiếm một tỷ trọng khá nhỏ so với các danh mục còn lại trong

dữ liệu nghiên cứu. Nhìn chung, các danh mục có quy mô nhỏ (S/L, S/H) chiếm tỷ

trọng nhỏ nhất với phần trăm trung bình cho cả giai đoạn lần lượt là 0.46% và 1.2%.

Quy mô trung bình tăng dần lên trong danh mục có quy mô trung bình (M/L và M/H)

nhưng cũng chỉ khoảng 3.36% - 4.42%. Quy mô tiếp tục tăng lên ở danh mục quy mô

lớn, trong đó danh mục có quy mô lớn và tỷ số BE/ME thấp chiếm 81.76% giá trị vốn

hóa thị trường, trong khi những doanh nghiệp có quy mô lớn và tỷ số BE/ME cao chỉ

chiếm trung bình khoảng 8.71% giá trị vốn hóa thị trường.

Xác định giá trị của nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML là phần chênh lệch tỷ suất sinh lợi

trung bình mỗi tháng giữa ba nhóm công ty có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao

(S/H, M/H, B/H) và ba nhóm công ty có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp

(S/L+M/L+B/L)

HML = TSSL trung bình của nhóm công ty có BE/ME cao – TSSL trung bình của

nhóm công ty có BE/ME thấp = 1/3(S/H+M/H+B/H) – 1/3(S/L+M/L+B/L) (3.4)

Bảng 3.5: Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình của từng danh mục

Năm

S/L

S/H

M/L

M/H

B/L

B/H

2004

0.66

1.01

0.52

0.8

0.48

0.57

2005

0.71

0.95

0.62

0.9

0.59

0.8

2006

0.42

0.7

0.4

0.63

0.28

0.56

2007

0.26

0.54

0.23

0.5

0.19

0.41

2008

0.64

1.09

0.58

1.13

0.47

1.04

2009

0.71

1.3

0.7

1.34

0.56

1.24

2010

0.58

1.08

0.56

1.02

0.49

0.99

2011

1.12

2.18

1.03

1.94

0.87

1.89

2012

1.31

2.85

1.22

2.48

1.01

2.35

Trung bình

0.71

1.30

0.65

1.19

0.55

1.09

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính.

qua các năm trong giai đoạn 2004-2012

Trong dữ liệu nghiên cứu giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình của danh mục

có quy mô nhỏ và BE/ME cao là cao nhất và thấp nhất là danh mục có quy mô lớn và

BE/ME nhỏ.

Xác định giá trị của nhân tố thị trường

Nhân tố thị trường Rm-Rf là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trường và

tỷ suất sinh lợi phi rủi ro. Rf là lãi suất phi rủi ro được tác giả xây dựng dựa trên lãi

suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 2 năm.

Từ dữ liệu thô ban đầu gồm giá của từng chứng khoán theo tháng t, ta tính được Rit là

tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu thứ i tại thời điểm trong tháng t

Rit = (3.5)

Pit: giá cổ phiếu vào thời điểm t

Pi(t-1): giá cổ phiếu vào thời điểm t-1

Từ đó ta tính được tỷ suất sinh lợi trung bình của từng danh mục (S/H, S/L, M/H, M/L,

B/H, B/L).

Rm được xây dựng như thế nào? Ta có thể dựa vào VN-Index để đại diện cho tỷ suất

sinh lợi của thị trường hay không? Vì tác giả nghiên cứu dữ liệu trên hai sàn chứng

khoán, VN-Index chỉ đại diện cho thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

nên không thể dùng chỉ số này đại diện cho cả hai thị trường.

Do đó, tỷ suất sinh lợi của thị trường Rm được xây dựng theo giá trị bình quân gia

quyền của tỷ suất sinh lợi trung bình của các danh mục:

(3.6)

Wi: tỷ trọng của danh mục i trong danh mục thị trường p

Rit: tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu i tại thời điểm trong tháng t

n: số lượng cổ phiếu trong danh mục p

Bảng 3.6: TSSL trung bình của các danh mục và tỷ suất sinh lợi trung bình của

R S/L R S/H

R M/L

R M/H

R B/L

R B/H

Năm

2004

0.01

0.03

0.04

0.05

0.02

0.05

2005

0.05

0.01

0.02

0.00

0.02

2006

0.11

0.03

0.09

0.05

0.11

0.14

0.11

2007

0.20

0.07

0.13

0.06

0.01

0.06

2008

-0.05

-0.11

-0.06

-0.09

-0.05

-0.11

-0.06

2009

0.11

0.04

0.10

0.06

0.08

0.07

0.08

2010

0.03

-0.02

0.02

-0.02

0.00

-0.02

0.00

2011

-0.01

-0.07

-0.02

-0.07

-0.02

-0.07

-0.03

2012

0.04

0.03

0.00

0.01

0.03

0.02

0.03

0.04

Trung bình

0.05

-0.004

0.01

0.03

0.01

0.03

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty

cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính.

thị trường trong giai đoạn mẫu nghiên cứu 2004-2012

Trong bảng trên cho ta thấy tỷ suất sinh lợi trung bình của danh mục có quy mô nhỏ và

BE/ME thấp cao nhất, danh mục có quy mô nhỏ và BE/ME cao có tỷ suất sinh lợi thấp

nhất. Những công ty có quy mô nhỏ khi kết hợp với BE/ME thấp thì cho tỷ suất sinh

lợi cao hơn so với các danh mục gồm các công ty có quy mô lớn với BE/ME cao.

Ngược lại những công ty có quy mô nhỏ kết hợp với BE/ME cao thì cho tỷ suất sinh

lợi trung bình thấp hơn so với những danh mục có quy mô lớn kết hợp với BE/ME cao.

Tổng hợp số liệu của mô hình để phân tích hồi quy:

Sau khi đã xây dựng và tính toán xong các nhân tố ta được bảng dữ liệu về tỷ suất sinh

lợi trung bình vượt trội của các danh mục trong nghiên cứu và tỷ suất sinh lợi của 3

nhân tố cần nghiên cứu trong đề tài.

Bảng 3.7: TSSL trung bình vượt trội của các danh mục trong giai đoạn nghiên

R S/L - Rf

R S/H - Rf

R M/L - Rf

R M/H - Rf R B/L – Rf

R B/H - Rf

Năm

0.007

0.002

0.024

0.029

0.047

0.013

2004

0.044

0.000

0.007

0.009

0.018

-0.003

2005

0.105

0.025

0.084

0.048

0.105

0.136

2006

0.191

0.066

0.121

0.051

0.055

0.003

2007

-0.054

-0.112

-0.071

-0.100

-0.061

-0.116

2008

0.099

0.033

0.097

0.050

0.078

0.059

2009

0.021

-0.024

0.016

-0.023

-0.006

-0.028

2010

-0.017

-0.079

-0.029

-0.077

-0.029

-0.075

2011

0.019

-0.006

0.029

0.003

0.024

0.014

2012

-0.011

0.031

-0.001

0.026

0.0003

Trung bình

0.046

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết.

cứu 2004-2012

Theo kết quả thống trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 thì tỷ suất sinh lợi vượt trội

của danh mục S/L là cao nhất và danh mục S/H có tỷ suất sinh lợi thấp nhất so với các

danh mục còn lại. Như đã phân tích ở phần cơ sở dữ liệu thì ta chia thị trường thành 3

giai đoạn theo số lượng cổ phiếu nghiên cứu để phân tích sâu hơn về tỷ suất sinh lợi

trung bình của các danh mục trong 3 giai đoạn: 2004-2007, 2008-2010, 2011-2012 và

trên cả giai đoạn nghiên cứu 2004-2012.

Bảng 3.8: TSSL trung bình và độ lệch chuẩn của 6 danh mục theo từng giai đoạn

nghiên cứu và toàn bộ thời kỳ mẫu

Năm

Quy mô

2004-2007

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

6.56%

6.28%

20.87%

15.79%

13.34%

9.35%

4.07%

4.38%

14.66%

13.72%

15.79%

2.99%

Quy mô

2008 -2010

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

2.88%

2.07%

1.05%

16.87%

17.63%

15.63%

-2.80%

-1.76%

-2.15%

13.09%

13.83%

15.07%

Quy mô

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

2011 – 2012

BE/ME

0.76%

0.63%

0.44%

4.99%

6.28%

6.95%

-3.58%

-3.00%

-2.42%

7.22%

9.36%

10.50%

Quy mô

2004- 2012

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

5.28%

3.75%

3.24%

17.54%

15.16%

13.37%

-0.40%

0.55%

0.69%

13.17%

13.30%

14.89%

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết.

Xét danh mục quy mô kết hợp với BE/ME thấp:

Trong 3 giai đoạn 2004-2007, 2008-2010, 2011-2012 và toàn giai đoạn nghiên cứu

2004-2012: tỷ suất sinh lợi trung bình đi theo thứ tự giảm dần khi kết hợp với BE/ME

thấp là (S/L) > (M/L) > (B/L) tương ứng với tỷ suất sinh lợi giảm dần thì độ lệch chuẩn

cũng giảm dần (S/L) > (M/L) > (B/L). Điều này được củng cố hơn khi xem xét yếu tố

rủi ro, rõ ràng rủi ro của các danh mục có quy mô nhỏ lúc này cũng cao hơn những

danh mục có quy mô lớn. Điều này hoàn toàn phù hợp với lý thuyết mối quan hệ giữa

rủi ro và tỷ suất sinh lợi. Tuy nhiên trong giai đoạn 2011-2012 thì lại ngược lại với 3

giai đoạn trên tức là tỷ suất sinh lợi theo quy mô cũng giảm dần từ quy mô nhỏ đến quy

mô lớn khi kết hợp với BE/ME thấp là (S/L) > (M/L) > (B/L) tương ứng với tỷ suất

sinh lợi giảm dần thì độ lệch chuẩn lại tăng dần (S/L) < (M/L) < (B/L). Tức là những

công ty có quy mô nhỏ và BE/BE thấp lại cho tỷ suất sinh lợi cao hơn so với các danh

mục quy mô lớn nhưng lại có mức độ rủi ro thấp nhất. Điều này lại xảy ra ngược lại

với lý thuyêt rủi ro và tỷ suất sinh lợi. Tuy nhiên xét trên tất cả các giai đoạn thì Fama

– French khi cho rằng các danh mục có quy mô nhỏ có tỷ suất sinh lợi cao hơn các

danh mục có quy mô lớn. Còn xét về yếu tố rủi ro lúc này cũng không còn đúng với lý

thuyết khi phân chia rủi ro dựa trên quy mô trong giai đoạn 2011-2012.

Xét danh mục quy mô kết hợp với BE/ME cao:

Tỷ suất sinh lợi tăng dần theo quy mô (S/H) < (M/H) < (B/H) và ngược lại so với khi

kết hợp quy mô với BE/ME thấp. Và tương ứng những danh mục nào có tỷ suất sinh

lợi cao hơn thì sẽ có mức độ rủi ro cao hơn. Kết quả này đi ngược lại với kết quả của

Fama-French.

Xét đến nhân tố BE/ME:

Những danh mục kết hợp giữa quy mô với BE/ME thấp lại có tỷ suất sinh lợi cao hơn

so với danh mục kết hợp giữa quy mô với BE/ME cao trên từng giai đoạn và toàn giai

đoạn nghiên cứu. Và mức độ rủi ro cũng phù hợp với lý thuyết rủi ro và tỷ suất sinh lợi

chỉ đặc biệt ở giai đoạn 2011-2012 thì ngược lại những danh mục có tỷ suất sinh lợi

cao lại có mức độ rủi ro thấp. Kết quả này đi ngược lại với hiệu ứng giá trị của Fama-

French.

Bảng 3.9: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục

trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012

Rm-Rf SMB HML

Tỷ suất sinh lợi 0.02083 0.00480 -0.03807

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết.

Độ lệch chuẩn 0.13203 0.10030 0.05361

Theo bảng 3.9 ta có thể thấy tỷ suất sinh lợi của nhân tố thị trường cao nhất 2.08%

tương ứng với một mức độ rủi ro cao nhất 13.2%. Tuy nhiên có một sự khác biệt so ở

thị trường Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu với các nghiên cứu ở các nước phát

triển đó là với một tỷ suất sinh lợi rất thấp của SMB và HML lần lượt là 0.048% và -

0.38% nhưng lại có một mức độ rủi ro khá là cao tương ứng là 10.03% và 5.36%. Ví

dụ như nghiên cứu của Walid và Ahlem (Walid và Ahlem, 2008)trên thị trường Nhật

bản giai đoạn từ 2002-2007.

Bảng 3.10: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục

cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Nhật Bản

SMB HML Rm-Rf Nhật Bản

Tỷ suất sinh lợi 0.046% 0.06% 0.032%

Nguồn: Xem nguồn gốc trong danh mục tài liệu tham khảo tiếng Anh số 2

Độ lệch chuẩn 0.44% 0.96% 0.51%

Hay nghiên cứu của Fama và French (Fama và French, 1993) trên thị trường Mỹ.

Bảng 3.11: Rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng nhân tố trong danh mục

cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Mỹ

SMB HML Rm-Rf Mỹ

0.43% Tỷ suất sinh lợi 0.27% 0.40%

Nguồn: Xem nguồn gốc trong danh mục tài liệu tham khảo tiếng Anh số 4

Độ lệch chuẩn 2.89% 2.50% 4.54%

Cho thấy khi đầu tư vào nước đang phát triển như thị trường Việt Nam thì chấp nhận

một rủi ro khá cao so với đầu tư vào các nước phát triển trên thế giới như Nhật Bản,

Mỹ.

Chương 4: Kiểm định mô hình CAPM và mô hình 3 nhân tố Fama và French trên

thị trường chứng khoán Việt Nam

4.1. Kiểm định tính dừng

Trước tiên để kiểm định mô hình ta phải đi vào kiểm định tính dừng. Trong phân tích

hồi quy, kiểm định tính dừng là một bước rất quan trọng vì bản chất của phân tính hồi

quy là xây dựng những dự báo cho tương lai. Một chuỗi không dừng sẽ không có giá

trị thực tiễn bởi chúng ta không thể sử dụng những mẫu dữ liệu trong quá khứ để khái

quát hóa cho các giai đoạn thời gian khác. Chúng ta không thể dự báo được điều gì cho

tương lai, từ đó cũng sẽ không thể tìm kiếm được những danh mục có tỷ suất sinh lợi

vượt trội với trung bình nếu như bản thân dữ liệu luôn thay đổi. Do vậy kiểm định tính

dừng là bước đầu tiên để có thể ra quyết định có nên sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ

hay không.

Ta dùng kiểm định đơn vị là cách kiểm định tính dừng khá phổ biến

Chúng ta dùng kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) trong eview để kiểm định

tính dừng của các dữ liệu chuỗi thời gian của tỷ suất sinh lợi.

Xem thêm chi tiết kết quả chạy eview trong phụ lục 2 về kiểm định đơn vị để lấy thống

kê t trong kiểm định tính dừng.

p-value 0 0 0 0 0 0 0 0 0

t-Statistic -8.4824 -7.8675 -8.0720 -8.0750 -6.8850 -7.6717 -6.9629 -8.9774 -8.1032

Kiểm định tính dừng Các biến S/L S/H M/L M/H B/L B/H Rm-Rf SMB HML t tới hạn 1% level 5% level 10% level

-3.49252 -2.88867 -2.58131

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Bảng 4.1: Kết quả thống kê t trong kiểm định tính dừng

Mức ý nghĩa 1%

10%

2.361

1.982

1.659

Nguồn: tra từ bảng thống kê với n điều chỉnh: 107

Bảng 4.2: Giá trị thống kê t tra từ bảng thông kê với n điều chỉnh là 107

Giá trị tuyệt đối của t tính toán đều lớn hơn giá trị tuyệt đối của t tra bảng (với mức ý

nghĩa 1%) (|tstatis| > |tcrit|). Kiểm định tính dừng Augmented Dickey – Fuller (ADF)

của các chuỗi tỷ suất sinh lợi độc lập và phụ thuộc được cho thấy rằng tất cả các chuỗi

kiểm định đều là chuỗi dừng ở mức ý nghĩa thống kê 1%.

4.2 Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến

Sau khi kiểm tra tính dừng, tác giả tiến hành kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến: để

có thể sử dụng một mô hình hồi quy cho mục đích dự báo, điều quan trọng là phải đảm

bảo các biến trong mô hình hồi quy không có mối quan hệ tương quan với nhau, mỗi

biến Xi chứa một thông tin riêng về Y, thông tin không chứa trong bất kỳ biến Xi khác.

Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến nhằm kiểm tra xem các biến có độc lập với nhau

trong việc giải thích cho biến phụ thuộc hay không. Trường hợp xuất hiện hiện tượng

đa công tuyến, chúng ta phải nhận diện và loại bỏ các biến có hệ số tương quan cao.

RM_RF HML SMB

RM_RF 1.000000 -0.250285 -0.176672

HML -0.250285 1.000000 -0.398886

SMB -0.176672 -0.398886 1.000000

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Bảng 4.3: Ma trận tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình

Bảng 4.3 thể hiện tương quan của từng cặp nhân tố Rm-Rf, SMB và HML: tương quan

giữa nhân tố Rm-Rf và SMB là -0,18 (so với 0,32 trong Fama và French (1993)), giữa

nhân tố HML và Rm-Rf là -0.25 (so với -0,38 trong Fama và French (1993)) và giữa

nhân tố SMB và HML là -0.40 (so với -0.08 trong Fama và French (1993)). Tương

quan của các nhân tố nhỏ hơn của Fama-French, chỉ có tương quan giữa nhân tố HML

và Rm-Rf là cao hơn Fama-French. Tuy nhiên giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan

giữa các nhân tố giải thích vào khoảng [0,18 – 0,4] thấp hơn rất nhiều so với mức 0,6

(là mức có nhiều khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến).

Để có sự chắc chắn hiện tượng đa cộng tuyến không xảy ra thì tác giả sử dụng phương

pháp thừa số tăng phương sai (VIF) để nhận biết hiện tượng đa cộng tuyến:

(3.7) VIF = 1/(1-rij

Với rij : là hệ số tương quan giữa 2 biến độc lập trong mô hình 2 tăng làm VIF tăng và làm tăng mức độ đa cộng tuyến Khi rij

SMB

HML SMB

Rm - Rf 1.067 1.032

1.189

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Bảng 4.4: Thừa số tăng phương sai (VIF)

Khi VIF >= 10 thì có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mô hình.

Và nhìn trên bảng 4.4 ta thấy VIF dao động từ 1.03 đến 1.189 rất bé so với 10.

Như vậy, không có mối tương quan với nhau giữa các biến giải thích, nghĩa là mỗi biến

giải thích (HML, Rm-Rf và SMB) chứa một thông tin về Rp và không chứa bất kỳ thông

tin về biến giải thích nào khác, nên không có hiện tượng đa cộng tuyến.

4.3 Kiểm định mô hình CAPM và mô hình ba nhân tố Fama-French trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012

4.3.1. Kiểm đinh mô hình CAPM

Tác giả chạy hồi quy TSSL của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong

giai đoạn 2004-2012 với mô hình: Rpt – Rft = αpt + bp(Rmt – Rft) + εpt để xem xét tác

động của nhân tố thị trường lên sự sự thay đổi của TSSL của cổ phiếu.

Phần bù tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường giải thích tỷ suất sinh lợi vượt trội của

cổ phiếu thông qua hệ số beta.

Ta chạy eview để phân tích hồi quy của mô hình CAPM. Kết quả chạy hồi quy mô

hình CAPM đựơc đặt trong phụ lục 4: kết quả hồi quy mô hình CAPM trong bảng sau:

Bảng 4.5: Kết quả hồi quy của mô hình CAPM

Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Alpha

T(alpha)

Quy mô L

0.0265

-0.0270

2.1864

-3.3855

0.0094

-0.0199

1.4264

-3.4300

0.0047

-0.0204

4.3367

-2.9165

Beta

T(Beta)

0.9454

0.7864

10.4274

13.1866

1.0307

0.9028

20.9946

20.7877

1.0091

0.9912

124.211

18.9520

M B

0.5017

0.6177

0.1244

0.0818

0.8043

0.8012

0.0674

0.0596

0.9931

0.7700

0.0111

0.0718

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Theo kết quả hồi quy từ mô hình CAPM, tất cả các giá trị thống kê của các hệ số beta

đều cao hơn so với giá trị thống kê tới hạn (t=2.361) ở mức ý nghĩa 1% (tham khảo

trong bảng 4.2), chứng tỏ các hệ số beta thị trường của tất cả các danh mục đều có ý

nghĩa thống kê. Hệ số beta thị trường của các danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị

trường thấp cao hơn với các danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao. Hệ

số beta thị trường của các danh mục có quy mô nhỏ thấp hơn những danh mục có quy

mô lớn. Điều này đi ngược với kết quả của Fama và French rằng danh mục có quy mô

nhỏ có hệ số beta thị trường cao hơn so với danh mục quy mô lớn.

R2 hiệu chỉnh của danh mục S/L thấp nhất (50.17%) và cao nhất là danh mục B/L

(99.31%). Nhân tố thị trường giải thích sự biến thiên TSSL của những danh mục có

quy mô nhỏ là thấp nhất (S/L 50.17% và S/H 61.77%), kế đến là danh mục có quy mô

lớn (B/H), sau đó đến danh mục có quy mô trung bình (M/L 80.43%, M/H 80.12%) và

mức độ giải thích cao nhất là những danh mục có quy mô lớn (B/L 99.31%). Theo giá

trị kiểm định F trong tất cả các kết quả hồi quy trong phụ lục 3 đều cao hơn so với giá

trị thống kê F tới hạn ở ý nghĩa ở mức 1% nên khả năng giải thích của nhân tố thị

trường đến TSSL của cổ phiếu là rất đáng tin cậy.

Thông qua kết quả phân tích trên ta thấy nhân tố thị trường tác động đến sự biến thiên

của TSSL cổ phiếu trên TTCKVN trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012.

Từ đó ta trả lời được câu hỏi nghiên cứu thứ nhất: Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ

phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam được giải thích bởi nhân tố beta thị trường

trong mô hình CAPM.

4.4.2 Kiểm định mô hình ba nhân tố của Fama-French

Kết quả chạy hồi quy mô hình 3 nhân tố Fama-French (phụ lục 4) trên thị trường chứng

khoán Việt Nam và ta được bảng kết quả tổng hợp sau:

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy của mô hình Fama-French

Quy mô

H 0.0014 0.0047 0.0189

H 0.6862 1.3005 3.2543

S M B

H 1.0070 1.0591 1.1245

H 75.0906 44.8665 29.5592

S M B

H 0.9013 0.5573 0.1426

H 48.3603 16.9881 2.6974

S M B

H 0.9802 0.8020 1.1232

H 27.6478 12.8517 11.1693

S M B

Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Alpha L 0.0186 0.0053 0.0011 Beta L 1.1053 1.0974 0.9879 S L 1.1700 0.5026 -0.0713 H L 0.0280 -0.0075 -0.1151 R2 L 0.9331 0.9116 0.9956

H 0.9836 0.9503 0.8970

T(alpha) L 3.3745 0.9627 1.0368 T(Beta) L 30.6022 30.6001 140.5397 T(s) L 23.3083 10.0837 -7.3009 T(h) L 0.2928 -0.0791 -6.1937 Se L 0.0456 0.0453 0.0089

H 0.0169 0.0298 0.0480

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Bảng 4.6 cho thấy hệ số xác định R2 hiệu chỉnh rất cao, từ 89.7% cho danh mục B/H

lên đến 99.5% cho danh mục B/L và các hệ số chặn của hồi quy danh mục đầu tư

chứng khoán theo thị trường, HML và SMB gần bằng không nên ta thấy được 2 nhân

tố quy mô, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và nhân tố thị trường giải thích

tốt những thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của các danh mục.

Nhìn chung thì tất cả các hệ số beta, s và h đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1% thể hiện

khả năng giải thích của nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, nhân tố quy mô và

nhân tố thị trường lên độ biến thiên của TSSL các danh mục ngoại trừ sự giải thích của

nhân tố HML lên 2 danh mục S/L và M/L đạt mức ý nghĩa dưới 10%.

Xét đến sự giải thích của nhân tố SMB: hệ số dốc s của các danh mục có quy mô nhỏ

lớn hơn những danh mục có quy mô trung bình và danh mục có quy mô lớn, trong đó,

thấp nhất là các danh mục có quy mô lớn. Ta thấy hê số s chuyển từ cao đến thấp cho

các danh mục từ quy mô nhỏ đến quy mô lớn. Điều này phù hợp với kết quả của Fama-

French.

Xét đến sự giải thích của nhân tố HML: Hệ số dốc h của các danh mục có BE/ME cao

lớn hơn so với các danh mục có BE/ME thấp. Điều này phù hợp với kết quả của Fama-

French.

Xét đến sự giải thích của nhân tố thị trường: hệ số beta thị trường ở các danh mục có

quy mô nhỏ cao hơn các danh mục có quy mô lớn, những danh mục có BE/ME thấp

cao hơn các danh mục có BE/ME cao ngoại trừ danh mục B/H là danh mục có quy mô

lớn và BE/ME cao nhưng lại hệ số beta thị trường cao nhất so với các danh mục còn

lại.

Như vậy, cả 3 nhân tố đang xem xét đều có thể giải thích sự biến thiên của TSSL vượt

trội của các danh mục cổ phiếu trên TTCKVN.

Từ đó ta trả lời được câu hỏi số 2: Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu trên thị

trường chứng khoán Việt Nam được giải thích bởi nhân tố quy mô doanh nghiệp và

nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.

4.4.3 So sánh kết quả của hai mô hình:

Từ kết quả hồi quy trong phụ lục 3 và phụ lục 4 ta được bảng số liệu so sánh sau

Bảng 4.7: Bảng so sánh kết quả hồi quy của hai mô hình CAPM và Fama-French

trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu từ 2004-2012.

CAPM

Fama-French

alpha

Beta

R2

Alpha

Beta

S

h

R2

0.026%

0.945%

50.17%

0.019%

1.105%

1.170%

0.028%

93.31%

SL

0.009%

1.031%

80.43%

0.005%

1.097%

0.503%

-0.008% 91.16%

ML

0.005%

1.009%

99.31%

0.001%

0.988%

-0.071%

-0.115% 99.56%

BL

-0.027% 0.786%

61.77%

0.001%

1.007%

0.901%

0.980%

98.36%

SH

-0.020% 0.903%

80.12%

0.005%

1.059%

0.557%

0.802%

95.03%

MH

-0.020% 0.991%

77.00%

0.019%

1.124%

0.143%

1.123%

89.70%

BH

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

Bảng 4.7 chỉ ra rằng mô hình 3 nhân tố Fama-French phù hợp với chuỗi dữ liệu hơn mô hình CAPM bởi vì R2 hiệu chỉnh trung bình của 6 danh mục trong CAPM (74.80%) thấp hơn rất nhiều so với R2 hiệu chỉnh trung bình của 6 danh mục trong mô hình 3

nhân tố của Fama-French (94.52%). Khi xem xét thống kê t của beta trong CAPM giá trị R2 hiệu chỉnh của 6 danh mục dao động từ 50.17% đến 99.31%. Còn với mô hình Fama-French giá trị R2 hiệu chỉnh của 6 danh mục dao động từ 89.70% đến 99.56%.

Xét đến beta thị trường: mô hình hồi quy ba nhân tố của Fama-French có kết quả tốt

hơn và tác động tích cực hơn lên beta thị trường so với mô hình hồi quy của CAPM.

Beta của các danh mục trong Fama-French lần lượt như sau: S/L 1.1053, M/L 1.0974,

B/L 0.9879, S/H 1.0070, M/H 1.0591và B/H 1.1245). Và beta của các danh mục lần

lượt trong CAPM: S/L 0.9454, M/L 0.0307, B/L 1.0091, S/H 0.7864, M/H 0.9028 và

B/H 0.9912. Rõ ràng khi ta thêm hai nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và

nhân tố quy mô vào thì beta thị trường trong mô hình của Fama-French cao hơn hẳn

của CAPM ngoại trừ danh mục B/L trong CAPM và Fama-French là xấp xỉ bằng nhau.

Từ đó ta trả lời được câu hỏi số 3 trong bài nghiên cứu: Giữa mô hình CAPM và mô

hình 3 nhân tố Fama và French thì mô hình 3 nhân tố Fama và French giải thích TSSL

của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam tốt hơn.

4.4 Kiểm định phần bù

Phần bù thị trường, phần bù quy mô và phần bù giá trị được tính toán bằng cách lấy tỷ

suất sinh lợi mỗi nhân tố trong bảng 3.9 (rủi ro và tỷ suất sinh lợi trung bình của từng

nhân tố trong danh mục) nhân với các hệ số nhân tố tương ứng của từng nhân tố theo

mỗi danh mục được phân theo quy mô và BE/ME trong bảng 4.6.

Bảng 4.8: Phần bù rủi ro nhân tố: thị trường, quy mô và giá trị các danh mục

Danh Mục S/L S/H M/L M/H B/L B/H

Phần bù thị trường 0.0230 0.0210 0.0229 0.0221 0.0206 0.0234

Phần bù quy mô 0.0056 0.0043 0.0024 0.0027 -0.0003 0.0007

Phần bù giá trị -0.0011 -0.0373 0.0003 -0.0305 0.0044 -0.0428

Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0

trong giai đoạn nghiên cứu.

Phần bù thị trường ở tất cả các danh mục đều dương thể hiện được phần lợi nhuận tăng

thêm của TSSL do rủi ro thị trường mang lại tỷ lệ thuận với nhau. Điều này phù hợp

với kết quả nghiên cứu của Fama-French.

Phần bù quy mô là dương với hầu hết các danh mục ngoại trừ danh mục B/L là âm (-

0.0003). Trong đó, ta thấy phần bù quy mô của 2 danh mục quy mô nhỏ S/L và S/H

(lần lượt là 0.0056 và 0.0043) là lớn nhất, sau đó đến phần bù quy mô của các danh

mục có quy mô trung bình M/L và M/H (lần lượt là 0.0024 và 0.0027) và thấp nhất là

phần bù quy mô của các doanh nghiệp có quy mô lớn B/L và B/H (lần lượt là -0.0003

và 0.0007). Điều này đúng với kết quả của Fama – French, đó là những danh mục có

quy mô nhỏ đạt được tỷ suất sinh lợi cao hơn những danh mục có quy mô lớn.

Phần bù giá trị là âm với hầu hết các danh mục ngoại trừ 2 danh mục có phần bù giá trị

dương đó là M/L (0.0003) và B/L (0.0044). Trong đó, ta thấy phần bù giá trị của các

danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp (S/L: -0.0011, ML: 0.0003 và

B/L: 0.0044) lớn hơn so với các phần bù giá trị của các danh mục có giá trị sổ sách trên

giá trị thị trường cao (S/H -0.0373, M/H -0.0305 và B/H -0.0428). Tất các phần bù giá

trị của các danh mục có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao đều cho ra giá trị âm.

Điều này không phù hợp với kết quả của Fama và French, đó là những danh mục

những công ty có BE/ME cao sẽ cho tỷ suất sinh lợi cao hơn so với những danh mục

có BE/ME thấp. Kết quả cho rằng những danh mục của công ty có giá trị sổ sách trên

giá trị thị trường thấp đạt được tỷ suất sinh lợi cao hơn so với những danh mục có giá

trị sổ sách trên giá trị thị trường cao.

Kết quả kiểm định trên thị trường chứng khoán Việt Nam có những điểm không đồng

nhất với kết quả kiểm định của Fama và French, đó là sự đảo ngược của phần bù giá trị

của các danh mục cổ phiếu có tỷ số BE/ME thấp đạt phần bù giá trị dương, còn danh

mục cổ phiếu có tỷ số BE/ME cao mang giá trị âm so với Fama và French.

Từ đó tác giả trả lời được câu hỏi số 4 trong bài nghiên cứu: Hiệu ứng quy mô nhỏ từ

kết quả nghiên cứu của Fama và French trên thị trường Mỹ tồn tại trên thị trường

chứng khoán Việt Nam, còn về hiệu ứng giá trị từ kết quả nghiên cứu của Fama và

French trên thị trường Mỹ không đồng nhất với kết quả trên thị trường Việt Nam, vì

những danh mục có BE/ME thấp đạt được TSSL cao hơn so với danh mục có BE/ME

cao.

4.5 Tính mới của đề tài và so sánh với kết quả của các nghiên cứu thực nghiệm

trước đây trên TTCKVN:

Mô hình 3 nhân tố Fama và French cũng đã được những nhà nghiên cứu ở Việt Nam

thực hiện kiểm định trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong đó, nghiên cứu của

tác giả Trần Thị Hải Lý (2010) được xem là nghiên cứu điển hình về mô hình trên thị

trường chứng khoán Việt Nam. Qua đề tài nghiên cứu của bản thân tác giả có những

điểm mới so với đề tài của tác giả Trần Thị Hải Lý (2010) như sau:

Tác giả nghiên cứu với thời gian nghiên cứu dài hơn, có sự khác biệt trong sự phân

chia danh mục, thực hiện nghiên cứu các cổ phiếu niêm yết trên 2 sàn chứng khoán (Hà

nội và Thành phố Hồ Chí Minh).

Để dễ dàng xem xét sự khác biệt giữa 2 nghiên cứu và cũng so sánh kết quả của 2

nghiên cứu với nhau đồng thời cũng so sánh với nghiên cứu của Fama và French

(1993), chúng ta xem chi tiết trong bảng 4.9

Bảng 4.9: So sánh nghiên cứu Fama và French (1993), Trần Thị Hải Lý (2010) và

của chính tác giả

Các tiêu chí

Lê Thị Diệu Linh (2013)

Nghiên cứu

Trần Thị Hải Lý (2010) Nghiên cứu rủi ro và TSSL trên TTCKVN Việt Nam HSX

Kiểm định mô hình 3 nhân tố Fama và French trên TTCKVN Việt Nam HSX và HNX

Quốc gia Cổ phiêu niêm yết Thời gian Phân chia danh mục

Fama French (1993) Các nhân tố rủi ro ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu và trái phiếu Mỹ NYSE, AMEX và NASDAQ 7/1963-12/1991 25 danh mục - 5 nhóm quy mô - 5 nhóm BE/ME

2005-2009 4 danh mục - 2 nhóm quy mô - 2 nhóm BE/ME

2004-2012 6 danh mục - 3 nhóm quy mô - 2 nhóm BE/ME

78% 93%

87% 97%

75% 95%

R2_CAPM R2_FF Nhân tố ảnh hưởng Nhân tố thị X trường Nhân tố quy mô X Nhân tố BE/ME X Nhân tố chủ yếu Rm-Rf Nhân tố khác

X X Rm-Rf N/A

X X Rm-Rf Tỷ lệ sở hữu nhà nước: BMS

Rủi ro kỳ hạn và rủi ro vỡ nợ không ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu

Đáng kể

Kiểm định phần bù Hiệu ứng quy mô nhỏ Hiệu ứng quy mô lớn Hiệu ứng giá trị Đáng kể Hiệu ứng tăng trưởng

Nguồn: Tác giả tổng hợp dựa trên số liệu dựa vào dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công

ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản phẩm tài chính và lãi suất phi rủi ro được thu thập từ website ngân hàng Phát Triển

Châu Á: http://asianbondsonline.adb.org, mục quốc gia Việt Nam, tiểu mục Data, tiểu mục nhỏ Bond Market Indicators và

website của công ty chứng khoán Tân Việt (http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx). Mục Danh Sách Trái Phiếu

Niêm Yết và phần mềm eview 6.0, với nghiên cứu của Fama và French (1993) và nghiên cứu của Trần Thị Hải Lý (2010)

Dựa trên bảng so sánh trên tác giả có thể đưa ra kết luận rằng:

Cả 3 nhân tố: quy mô, thị trường và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường đều có tác

động tích cực lên sự thay đổi TSSL cổ phiếu trên TTCK.

Mô hình 3 nhân tố Fama – French giải thích tốt hơn về sự thay đổi TSSL cổ phiếu so

với mô hình định giá tài sản vốn CAPM.

Mô hình 3 nhân tố Fama và French là một mô hình quốc gia, không phải là mô hình

với kết quả thống nhất toàn cầu. Ngay cả, trong một quốc gia với thời gian nghiên cứu

khác nhau, số lượng mẫu nghiên cứu khác nhau thì sẽ có kết quả và mức tác động khác

nhau.

Chương 5: Kết luận và khuyến nghị

Kết luận

Mô hình CAPM dự báo tỷ suất sinh lợi của chứng khoán thông qua chỉ số beta của

chứng khoán đó. Tuy nhiên đã có rất nhiều tranh cãi về mô hình này. Nhiều nghiên cứu

thực nghiệm đã đưa ra một số yếu điểm của mô hình CAPM, đặc biệt là nghiên cứu

Fama-French, Fama-French đã mở rộng mô hình CAPM với ba nhân tố là nhân tố giá

trị sổ sách trên giá trị thị trường, nhân tố quy mô và nhân tố thị trường. Bằng chứng là

có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm và định lượng đã được xây dựng trên các thị

trường như Anh, Pháp, Đức, Việt Nam, New Zealand,…đã kiểm định lại mô hình này

và đa số đều thừa nhận vai trò của 3 nhân tố trong mô hình Fama-French trong việc

giải thích tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu. Cụ thể là nghiên cứu của tác giả trên thị trường

chứng khóan Việt Nam trong giai đoạn 2004-2012 cũng chứng minh rằng mô hình 3

nhân tố Fama-French đã giải thích rất tốt cho tỷ suất sinh lợi và cũng chứng minh đựơc

mô hình Fama-French giải thích tỷ suất sinh lợi tốt hơn so với mô hình CAPM trên thị

trường chứng khoán Việt Nam.

Và nghiên cứu của tác giả cũng đã trả lời các câu hỏi nghiên cứu đặt ra:

1. Tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong

giai đoạn nghiên cứu 2004-2012 được giải thích tốt bởi nhân tố beta thị trường trong

mô hình CAPM.

2. Nhân tố quy mô doanh nghiệp và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường khi

đưa vào mô hình hồi quy để kiểm định đã giải thích tốt tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu

trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2004-2012.

3. Mô hình 3 nhân tố Fama-French giải thích tốt hơn mô hình định giá tài sản CAPM

về tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2004-

2012.

4. Hiệu ứng quy mô công ty nhỏ và hiệu ứng giá trị như kết quả mà Fama-French đã

xây dựng chỉ đúng một phần ở thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2004-

2012: Fama-French đã cho ra kết quả nghiên cứu là những công ty có quy mô nhỏ và

có tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao sẽ tạo ra một tỷ suất sinh lợi cao, và

điều này chính là sự bù đắp cho rủi ro tăng thêm khi sở hữu những cổ phiếu của những

công ty có rủi ro cao hơn, danh mục S/H đạt TSSL cao nhất. Còn nghiên cứu của tác

giả trong giai đoạn nghiên cứu từ 2004-2012 cho ra kết luận rằng những danh mục có

quy mô vừa và nhỏ kết hợp với tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp đạt

TSSL cao nhất, ngoại trừ danh mục S/L có phần bù giá trị âm thấp. Hiệu ứng quy mô

nhỏ và hiệu ứng tăng trưởng thể hiện trong kết quả nghiên cứu của tác giả.

Như vậy, từ kết quả nghiên cứu của tác giả cùng với các kết quả nghiên cứu của các tác

giả trên thế giới trong phần tổng quan các nghiên cứu trước đây, chúng ta có thể kết

luận rằng mô hình ba nhân tố Fama và French không phải là mô hình toàn cầu, mà là

một mô hình phù hợp với từng quốc gia trong từng giai đoạn nghiên cứu.

Khuyến nghị

Với kết quả nghiên cứu trên, chúng ta có thể thấy mô hình 3 nhân tố của Fama và

French là một mô hình rất phù hợp trong việc dự đoán rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên thị

trường chứng khoán Việt Nam. Vì vậy, việc sử dụng mô hình như là công cụ để các

nhà đầu tư có thể tham khảo nhằm dự đoán rủi ro và TSSL của cổ phiếu trước khi có

quyết định đầu tư vào cổ phiếu hay xây dựng một danh mục cho riêng mình để những

quyết định đầu tư của mình có cơ sở vững chắc hơn so với việc chúng ta chỉ phân tích

khả năng mang lại lợi nhuận thông qua những thông tin cơ bản hay xu hướng đầu tư

đám đông mà không ước lượng được tỷ suất sinh lợi mang lại cũng như dự đoán mức

rủi ro cao nhất mà chúng ta có thể chấp nhận khi quyết định đầu tư vào bất kỳ cổ phiếu

hay bất ky một danh mục nào. Điều này sẽ tạo tiền đề cho thị trường chứng khoán Việt

Nam phát triển bền vững hơn.

Danh mục tài liệu tham khảo

Tiếng Việt:

1. Nguyễn Minh Kiều (2007), Mô hình định giá tài sản vốn CAPM, Chương trình giảng

dạy kinh tế Fulbright. TP.HCM.

2. Hoàng Ngọc Nhậm (2008), Giáo trình kinh tế lượng, Nhà xuất bản TP.HCM.

3. Phan Thị Bích Nguyệt (2006), Đầu tư tài chính – Quản lý danh mục đầu tư, Nhà

xuất bản Thống Kê. TP.HCM.

4. Phan Thị Bích Nguyệt (2008), Đầu tư tài chính – Phân tích đầu tư chứng khoán,

Nhà xuất bản Tài Chính. TP.HCM.

5. Trần Ngọc Thơ (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản Thống Kê.

TP.HCM.

6. Trần Thị Hải Lý (2010), Nghiên cứu rủi ro và tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng

khoán Việt Nam, Luận án Tiến Sĩ, Thư viện sau đại học, Trường Đại Học Kinh

Tế Thành phố Hồ Chí Minh. TP.HCM.

7. Website: http://finance.tvsi.com.vn/ListingBondsList.aspx, công ty chứng khoán Tân

Việt, mục Danh Sách Trái Phiếu Niêm Yết.

8. Website: http://www.hnx.vn, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, mục Công Bố Thông

Tin, tiểu mục Niêm Yết.

9. Website: http://www.hsx.vn, Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh, mục Niêm

Yết.

10. Website: http://www.vietstock.vn, công ty cổ phần Tài Việt.

Tiếng Anh:

1. Akgul Burcin (2013), “Fama-French Three Factor Regression on European Stock

Markets – Before and After EMU”, Tilburg School of Economics and

Management _ Finance Department.

2. Djajadikerta Hadrian and Nartea Gilbert (2005), “The size and Book-to-Market

effects and the Fama-French three factors model in small markets: Preliminary

findings from New Zealand”, Schooling of accounting, Finance and Economics

& FIMARC working paper series (working paper 0501).

3. Fama Eugene F. and French Kenneth R. (1992), “The Cross-Section of Expected

Stock Returns”, The Journal of Finance (No. 47), pp. 427-465.

4. Fama Eugene F. and French Kenneth R. (1993), “Common Risk Factors in The

Returns on Stocks and Bonds”, Journal of Financial Economics (No.33), pp. 3-

56, North-Holland.

5. Kyong Shik Eom, Jong‐Ho Park (2008), “Evidence on the three‐factor and

characteristics models: Korea”, http://ssrn.com/abstract=1329664, Korean.

6. Malin Mirela and Veeraraghavan Madhu (2004), “On the Robustness of the Fama

and French Multifactor Model: Evidence from France, Germany, and the United

Kingdom”, International Journal of Business and Economics (No.2), pp.155-

176.

7. Manolakis Valsamis (2012), “Fama and French three factors model: application to

Greek stock market”, University of Macedonia, Greek.

8. Walid Elhaj và Ahlem Elhaj (2008), “New Evidence on the Applicability of Fama

and French Three-Factor Model to the Japanese Stock Market”, Ministry of

Education, Culture, Sports, Sciences and Technology, Japan.

9. Website: http://asianbondonline.adb.org, The Asian Developbank Bank.

Danh mục các phụ lục

Phụ lục 1: Danh sách các cổ phiếu nghiên cứu trong đề tài

STT Sàn STT Sàn Sàn STT Sàn STT Mã CK

Mã CK AAM HSX 41 ABT HSX 42 ACC HSX 43 ACL HSX 44 AGD HSX 45 AGF HSX 46 AGR HSX 47 ALP HSX 48 ANV HSX 49 APC HSX 50 ASM HSX 51 ASP HSX 52 ATA HSX 53 AVF HSX 54 BBC HSX 55 BCE HSX 56 BCI HSX 57 BHS HSX 58 BMC HSX 59 BMI HSX 60 BMP HSX 61 BT6 HSX 62 BTP HSX 63 BTT HSX 64 BVH HSX 65 CCI HSX 66 CDC HSX 67 CII HSX 68 CLC HSX 69 CLG HSX 70 CMG HSX 71 CMT HSX 72 CMV HSX 73 Mã Mã CK CK HAS HSX 121 LCG HSX CYC HSX 81 HAX HSX 122 LGC HSX D2D HSX 82 HBC HSX 123 LGL HSX DAG HSX 83 HCM HSX 124 LHG HSX DCL HSX 84 HDC HSX 125 LIX HSX DCT HSX 85 HDG HSX 126 LM8 HSX DHA HSX 86 HLA HSX 127 LSS HSX DHC HSX 87 HLG HSX 128 MCG HSX DHG HSX 88 HMC HSX 129 MCP HSX DIC HSX 89 HPG HSX 130 MHC HSX DIG HSX 90 HQC HSX 131 MPC HSX DLG HSX 91 HRC HSX 132 MSN HSX DMC HSX 92 HSG HSX 133 MTG HSX DPM HSX 93 HSI HSX 134 NAV HSX DPR HSX 94 HT1 HSX 135 NBB HSX DQC HSX 95 HTI HSX 136 NHS HSX DRC HSX 96 HTV HSX 137 NHW HSX DRH HSX 97 HU1 HSX 138 NNC HSX DSN HSX 98 DTA HSX 99 HVG HSX 139 NSC HSX DTL HSX 100 HVX HSX 140 NTB HSX ICF HSX 141 NTL HSX DTT HSX 101 IJC DVP HSX 102 HSX 142 NVN HSX IMP HSX 143 NVT HSX DXG HSX 103 ITA HSX 144 OGC HSX DXV HSX 104 EIB HSX 105 ITC HSX 145 OPC HSX ELC HSX 106 KAC HSX 146 PAC HSX EVE HSX 107 KBC HSX 147 PAN HSX FBT HSX 108 KDC HSX 148 PDN HSX FDC HSX 109 KDH HSX 149 PDR HSX FMC HSX 110 KHA HSX 150 PET HSX FPT HSX 111 KHP HSX 151 PGC HSX GDT HSX 112 KMR HSX 152 PGD HSX GIL HSX 113 KSA HSX 153 PHR HSX 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33

STT Sàn STT Sàn Sàn STT Sàn STT

Mã CK CMX HSX 74 CNT HSX 75 COM HSX 76 CSM HSX 77 CTD HSX 78 CTG HSX 79 CTI HSX 80 Mã Mã Mã CK CK CK GMC HSX 114 KSB HSX 154 PIT HSX GMD HSX 115 KSH HSX 155 PJT HSX GTA HSX 116 KSS HSX 156 PNC HSX GTT HSX 117 KTB HSX 157 PNJ HSX HAG HSX 118 L10 HSX 158 POM HSX HAI HSX 119 LAF HSX 159 PPC HSX HSX HAP HSX 120 LBM HSX 160 PPI 34 35 36 37 38 39 40

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK Mã CK

161 PTC HSX 201 SVI HSX 241 VIP HSX 281 BED HNX 162 PTL HSX 202 SZL HSX 242 VIS HSX 282 BHC HNX 163 PVD HSX 203 TAC HSX 243 VLF HSX 283 BHV HNX 164 PVF HSX 204 TBC HSX 244 VMD HSX 284 BKC HNX 165 PVT HSX 205 TCL HSX 245 VNA HSX 285 BLF HNX 166 PXI HSX 206 TCM HSX 246 VNE HSX 286 BPC HNX 167 PXL HSX 207 TCO HSX 247 VNG HSX 287 BST HNX 168 PXM HSX 208 TCR HSX 248 VNH HSX 288 BTH HNX 169 PXS HSX 209 TDC HSX 249 VNI HSX 289 BTS HNX 170 PXT HSX 210 TDH HSX 250 VNL HSX 290 BVG HNX 171 QCG HSX 211 TDW HSX 251 VNM HSX 291 BVS HNX 172 RAL HSX 212 TIC HSX 252 VNS HSX 292 BXH HNX 173 RDP HSX 213 TIE HSX 253 VOS HSX 293 C92 HNX 174 REE HSX 214 TIX HSX 254 VPH HSX 294 CAN HNX 175 RIC HSX 215 TLG HSX 255 VPK HSX 295 CAP HNX 176 SAM HSX 216 TLH HSX 256 VRC HSX 296 CCM HNX 177 SAV HSX 217 TMP HSX 257 VSC HSX 297 CIC HNX 178 SBA HSX 218 TMS HSX 258 VSH HSX 298 CID HNX 179 SBC HSX 219 TMT HSX 259 VSI HSX 299 CJC HNX 180 SBT HSX 220 TNA HSX 260 VST HSX 300 CKV HNX 181 SC5 HSX 221 TNC HSX 261 VTB HSX 301 CMC HNX 182 SCD HSX 222 TNT HSX 262 VTF HSX 302 CMI HNX 183 SEC HSX 223 TPC HSX 263 VTO HSX 303 CMS HNX 184 SFC HSX 224 TRA HSX 264 AAA HNX 304 CPC HNX 185 SFI HSX 225 TRC HSX 265 ACB HNX 305 CSC HNX 186 SGT HSX 226 TS4 HSX 266 ADC HNX 306 CT6 HNX 187 SHI HSX 227 TSC HSX 267 ALT HNX 307 CTA HNX

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK Mã CK

188 SJD HSX 228 TTF HSX 268 ALV HNX 308 CTB HNX 189 SJS HSX 229 TTP HSX 269 AME HNX 309 CTC HNX 190 SMA HSX 230 TV1 HSX 270 AMV HNX 310 CTM HNX 191 SMC HSX 231 TYA HSX 271 APG HNX 311 CTN HNX 192 SPM HSX 232 UDC HSX 272 API HNX 312 CTS HNX 193 SRC HSX 233 UIC HSX 273 APP HNX 313 CVN HNX 194 SRF HSX 234 VCB HSX 274 APS HNX 314 CVT HNX 195 SSC HSX 235 VES HSX 275 ARM HNX 315 CX8 HNX 196 SSI HSX 236 VFG HSX 276 AVS HNX 316 DAC HNX 197 ST8 HSX 237 VHC HSX 277 B82 HNX 317 DAD HNX 198 STB HSX 238 VHG HSX 278 BBS HNX 318 DAE HNX 199 STG HSX 239 VIC HSX 279 BCC HNX 319 DBC HNX 200 SVC HSX 240 VID HSX 280 BDB HNX 320 DBT HNX

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK Mã CK

321 DC2 HNX 361 HNM HNX 401 MAC HNX 441 PJC HNX 322 DC4 HNX 362 HOM HNX 402 MAX HNX 442 PLC HNX 323 DCS HNX 363 HPB HNX 403 MCC HNX 443 PMC HNX 324 DHI HNX 364 HPC HNX 404 MCL HNX 444 PMS HNX 325 DHT HNX 365 HPS HNX 405 MCO HNX 445 POT HNX 326 DID HNX 366 HST HNX 406 MDC HNX 446 PPG HNX 327 DL1 HNX 367 HTC HNX 407 MEC HNX 447 PPP HNX 328 DLR HNX 368 HTP HNX 408 MHL HNX 448 PRC HNX 329 DNC HNX 369 HUT HNX 409 MIC HNX 449 PSC HNX 330 DNP HNX 370 HVT HNX 410 MIH HNX 450 PSI HNX ICG HNX 411 MIM HNX 451 PTM HNX 331 DNY HNX 371 HNX 412 MKV HNX 452 PTS HNX IDJ 332 DPC HNX 372 IDV HNX 413 MMC HNX 453 PV2 HNX 333 DST HNX 373 ILC HNX 414 MNC HNX 454 PVA HNX 334 DXP HNX 374 INN HNX 415 NAG HNX 455 PVC HNX 335 DZM HNX 375 336 EBS HNX 376 KBT HNX 416 NBC HNX 456 PVE HNX 337 ECI HNX 377 KKC HNX 417 NBP HNX 457 PVG HNX 338 EFI HNX 378 KLS HNX 418 NET HNX 458 PVI HNX 339 EID HNX 379 KMT HNX 419 NGC HNX 459 PVL HNX 340 GBS HNX 380 KSD HNX 420 NHA HNX 460 PVR HNX 341 GGG HNX 381 KST HNX 421 NHC HNX 461 PVS HNX

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK Mã CK

342 GLT HNX 382 KTS HNX 422 NIS HNX 462 PVV HNX 343 HAD HNX 383 KTT HNX 423 NLC HNX 463 PVX HNX 344 HAT HNX 384 L18 HNX 424 NPS HNX 464 QCC HNX 345 HBD HNX 385 L35 HNX 425 NSN HNX 465 QHD HNX 346 HBE HNX 386 L43 HNX 426 NST HNX 466 QNC HNX 347 HBS HNX 387 L44 HNX 427 NTP HNX 467 QST HNX 348 HCC HNX 388 L61 HNX 428 OCH HNX 468 QTC HNX 349 HCT HNX 389 L62 HNX 429 ONE HNX 469 RCL HNX 350 HDA HNX 390 LBE HNX 430 ORS HNX 470 RHC HNX 351 HDO HNX 391 LCD HNX 431 PCG HNX 471 S12 HNX 352 HEV HNX 392 LCS HNX 432 PCT HNX 472 S55 HNX 353 HGM HNX 393 LDP HNX 433 PDC HNX 473 S74 HNX 354 HHC HNX 394 LHC HNX 434 PFL HNX 474 S91 HNX 355 HHG HNX 395 LIG HNX 435 PGS HNX 475 S96 HNX 356 HHL HNX 396 LM3 HNX 436 PGT HNX 476 S99 HNX 357 HJS HNX 397 LM7 HNX 437 PHC HNX 477 SAF HNX 358 HLC HNX 398 LO5 HNX 438 PHH HNX 478 SAP HNX 359 HLY HNX 399 LTC HNX 439 PHS HNX 479 SCC HNX 360 HMH HNX 400 LUT HNX 440 PIV HNX 480 SCJ HNX

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK Mã CK

481 SCL HNX 521 SNG HNX 561 V15 HNX 601 VPC HNX 482 SCR HNX 522 SPP HNX 562 V21 HNX 602 VTC HNX 483 SD1 HNX 523 SQC HNX 563 VAT HNX 603 VTL HNX 484 SD2 HNX 524 SRA HNX 564 VBC HNX 604 VTS HNX 485 SD4 HNX 525 SRB HNX 565 VBH HNX 605 VTV HNX 486 SD5 HNX 526 SSM HNX 566 VC1 HNX 606 VXB HNX 487 SD6 HNX 527 STC HNX 567 VC2 HNX 607 WCS HNX 488 SD7 HNX 528 STL HNX 568 VC3 HNX 608 WSS HNX 489 SD9 HNX 529 STP HNX 569 VC5 HNX 609 XMC HNX 490 SDA HNX 530 SVS HNX 570 VC6 HNX 491 SDB HNX 531 TAG HNX 571 VC7 HNX 492 SDC HNX 532 TBX HNX 572 VC9 HNX 493 SDD HNX 533 TC6 HNX 573 VCC HNX 494 SDE HNX 534 TCS HNX 574 VCG HNX 495 SDG HNX 535 TCT HNX 575 VCM HNX

STT Sàn STT Sàn STT Sàn STT Sàn Mã CK Mã CK Mã CK

Nguồn: Dữ liệu giá và khối lượng cổ phiếu đang lưu hành, được cung cấp từ công ty cổ phần Tài Việt thông qua gói sản

phẩm tài chính.

496 SDH HNX 536 TDN HNX 576 VCR HNX 497 SDJ HNX 537 TET HNX 577 VCS HNX 498 SDN HNX 538 TH1 HNX 578 VCV HNX 499 SDP HNX 539 THB HNX 579 VDL HNX 500 SDT HNX 540 THT HNX 580 VDS HNX 501 SDU HNX 541 THV HNX 581 VE1 HNX 502 SDY HNX 542 TIG HNX 582 VE2 HNX 503 SEB HNX 543 TJC HNX 583 VE3 HNX 504 SED HNX 544 TKC HNX 584 VE9 HNX 505 SEL HNX 545 TKU HNX 585 VFR HNX 506 SFN HNX 546 TLC HNX 586 VGP HNX 507 SGC HNX 547 TMC HNX 587 VGS HNX 508 SGD HNX 548 TMX HNX 588 VHH HNX 509 SGH HNX 549 TNG HNX 589 VHL HNX 510 SHB HNX 550 TPH HNX 590 VIG HNX 511 SHC HNX 551 TPP HNX 591 VIT HNX 512 SHN HNX 552 TSM HNX 592 VIX HNX 513 SHS HNX 553 TST HNX 593 VKC HNX 514 SIC HNX 554 TTC HNX 594 VLA HNX 515 SJ1 HNX 555 TV2 HNX 595 VMC HNX 516 SJC HNX 556 TV3 HNX 596 VNC HNX 517 SJE HNX 557 TV4 HNX 597 VND HNX 518 SJM HNX 558 TXM HNX 598 VNF HNX 519 SKS HNX 559 UNI HNX 599 VNR HNX 520 SMT HNX 560 V12 HNX 600 VNT HNX Mã CK

t-Statistic -8.482393 -3.492523 -2.888669 -2.581313

t-Statistic -7.867469 -3.492523 -2.888669 -2.581313

t-Statistic -8.071990 -3.492523 -2.888669 -2.581313

Phụ lục 2: Kết quả kiểm định đơn vị để lấy thống kê t trong kiểm định tính dừng

Null Hypothesis: R_SL_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.0000 Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: R_SH_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Null Hypothesis: R_ML_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

t-Statistic -8.074986 -3.492523 -2.888669 -2.581313

t-Statistic -6.885012 -3.492523 -2.888669 -2.581313

t-Statistic -7.671697 -3.492523 -2.888669 -2.581313

Null Hypothesis: R_MH_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Null Hypothesis: R_BL_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Null Hypothesis: R_BH_RF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level

Phụ lục 3: kết quả hồi quy mô hình CAPM

t-Statistic Prob. 2.186418 10.42738

Dependent Variable: R_SL_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:24 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.026497 0.012119 C 0.0310 0.945415 0.090667 RM_RF 0.0000 Mean dependent var 0.046192 0.506357 R-squared 0.176234 S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.501700 Akaike info criterion -1.312217 S.E. of regression 0.124404 Schwarz criterion Sum squared resid 1.640499 -1.262547 Hannan-Quinn criter. -1.292077 72.85969 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.846221 108.7303 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_SH_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:26 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable t-Statistic Prob. -0.026988 0.007972 C -3.385513 0.0010 0.786439 0.059639 RM_RF 0.0000 13.18656 Mean dependent var -0.010605 0.621274 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.617701 0.132349 Akaike info criterion -2.149962 0.081832 S.E. of regression Schwarz criterion Sum squared resid 0.709819 -2.100293 Hannan-Quinn criter. -2.129823 118.0979 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.652620 173.8855 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic)

t-Statistic Prob. 1.426386 20.99459

Dependent Variable: R_ML_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:28 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.009360 0.006562 C 0.1567 1.030724 0.049095 RM_RF 0.0000 Mean dependent var 0.030833 0.806135 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.804306 0.152277 Akaike info criterion -2.539090 S.E. of regression 0.067363 -2.489421 Schwarz criterion Sum squared resid 0.481007 Hannan-Quinn criter. -2.518951 139.1109 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.790960 440.7728 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_MH_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:29 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable t-Statistic Prob. -0.019910 0.005805 C -3.429963 0.0009 0.902779 0.043428 RM_RF 0.0000 20.78773 Mean dependent var -0.001103 0.803021 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.801163 0.133633 Akaike info criterion -2.784363 S.E. of regression 0.059588 -2.734694 Schwarz criterion Sum squared resid 0.376384 Hannan-Quinn criter. -2.764224 152.3556 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.748312 432.1298 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic)

t-Statistic Prob. 4.336684 124.2113

Dependent Variable: R_BL_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:30 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.004709 0.001086 C 0.0000 1.009118 0.008124 RM_RF 0.0000 Mean dependent var 0.025732 0.993176 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.993112 0.134315 Akaike info criterion -6.136899 S.E. of regression 0.011147 -6.087230 Schwarz criterion Sum squared resid 0.013172 Hannan-Quinn criter. -6.116760 333.3925 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.341043 15428.45 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_BH_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:31 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable t-Statistic Prob. -0.020388 0.006991 C -2.916495 0.0043 0.991173 0.052299 RM_RF 0.0000 18.95196 Mean dependent var 0.000261 0.772130 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.769980 0.149624 Akaike info criterion -2.412630 S.E. of regression 0.071760 -2.362961 Schwarz criterion Sum squared resid 0.545849 Hannan-Quinn criter. -2.392491 132.2820 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.478656 359.1767 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic)

Phụ lục 4: kết quả chạy hồi quy mô hình 3 nhân tố Fama-French trên TTCKVN

t-Statistic Prob. 3.374546 30.60221 23.30834 0.292841

Dependent Variable: R_SL_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:33 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.018618 0.005517 C 0.0010 1.105287 0.036118 RM_RF 0.0000 1.169964 0.050195 SMB 0.0000 0.027961 0.095480 HML 0.7702 Mean dependent var 0.046192 0.934945 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.933068 0.176234 Akaike info criterion -3.301751 S.E. of regression 0.045594 -3.202413 Schwarz criterion Sum squared resid 0.216196 Hannan-Quinn criter. -3.261473 182.2946 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.847620 498.2121 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_SH_RF

Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:36 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic Prob.

75.09064 48.36033 27.64776 0.686218

1.007020 0.013411 RM_RF 0.0000 0.901323 0.018638 SMB 0.0000 0.980176 0.035452 HML 0.0000 0.001406 0.002049 C 0.4941 Mean dependent var -0.010605 0.984097 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.983638 0.132349 Akaike info criterion -5.283218 0.016929 S.E. of regression Schwarz criterion Sum squared resid 0.029806 -5.183880 Hannan-Quinn criter. -5.242940 289.2938 Log likelihood

2145.187 0.000000

Durbin-Watson stat 1.922723

t-Statistic Prob. 0.3379 0.962744 0.0000 30.60010 10.08369 0.0000 -0.079117 0.9371

t-Statistic Prob. 1.300469 44.86653 16.98810 12.85168

F-statistic Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_ML_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:37 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.005274 0.005478 C 1.097418 0.035863 RM_RF 0.502583 0.049841 SMB -0.007501 0.094807 HML Mean dependent var 0.030833 0.914089 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.911611 0.152277 Akaike info criterion -3.315904 0.045272 S.E. of regression Schwarz criterion Sum squared resid 0.213158 -3.216566 Hannan-Quinn criter. -3.275626 183.0588 Log likelihood Durbin-Watson stat 2.062251 368.8525 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_MH_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:38 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.004689 0.003606 C 0.1963 1.059077 0.023605 RM_RF 0.0000 0.557299 0.032805 SMB 0.0000 0.801968 0.062402 HML 0.0000 Mean dependent var -0.001103 0.951672 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.950278 0.133633 Akaike info criterion -4.152406 S.E. of regression 0.029798 Schwarz criterion Sum squared resid 0.092345 -4.053068 Hannan-Quinn criter. -4.112128 228.2299 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.804276 682.6509 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic)

t-Statistic Prob. 0.3022 1.036845 140.5397 0.0000 -7.300868 0.0000 -6.193747 0.0000

t-Statistic Prob. 3.254294 29.55919 2.697407 11.16927

Dependent Variable: R_BL_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:39 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.001113 0.001074 C 0.987850 0.007029 RM_RF -0.071319 0.009769 SMB -0.115090 0.018582 HML Mean dependent var 0.025732 0.995758 R-squared 0.134315 S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.995636 Akaike info criterion -6.575247 S.E. of regression 0.008873 Schwarz criterion Sum squared resid 0.008188 -6.475909 Hannan-Quinn criter. -6.534969 359.0633 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.159698 8137.915 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic) Dependent Variable: R_BH_RF Method: Least Squares Date: 09/21/13 Time: 21:40 Sample: 2004M01 2012M12 Included observations: 108 Coefficient Std. Error Variable 0.018910 0.005811 C 0.0015 1.124458 0.038041 RM_RF 0.0000 0.142605 0.052868 SMB 0.0082 1.123226 0.100564 HML 0.0000 Mean dependent var 0.000261 0.899880 R-squared S.D. dependent var Adjusted R-squared 0.896992 0.149624 Akaike info criterion -3.198005 0.048021 S.E. of regression Schwarz criterion Sum squared resid 0.239830 -3.098667 Hannan-Quinn criter. -3.157727 176.6923 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.668287 311.5859 F-statistic 0.000000 Prob(F-statistic)

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định mô hình ba nhân tố Fama-French trên thị trường chứng khoán Việt Nam

LÊ THỊ DIỆU LINH

KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ FAMA-FRENCH

TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

LÊ THỊ DIỆU LINH

KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH BA NHÂN TỐ FAMA-FRENCH

TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS PHAN THỊ BÍCH NGUYỆT

MỤC LỤC

Năm T1

T2

T3

T4

T5

T6

T7

T8

T9

T10 T11 T12

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

Năm

Quy mô

2004-2007

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

Quy mô

2008 -2010

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

Quy mô

2011 – 2012

BE/ME

Quy mô

2004- 2012

Tỷ suất sinh lợi trung bình

Độ lệch chuẩn

BE/ME

Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Quy mô L

Quy mô

Giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Alpha L 0.0186 0.0053 0.0011 Beta L 1.1053 1.0974 0.9879 S L 1.1700 0.5026 -0.0713 H L 0.0280 -0.0075 -0.1151 R2 L 0.9331 0.9116 0.9956

CAPM

Fama-French

alpha

Beta

R2

Alpha

Beta

S

h

R2

SL

ML

BL

SH

MH

BH

Các tiêu chí

Lê Thị Diệu Linh (2013)

Trần Thị Hải Lý (2010) Nghiên cứu rủi ro và TSSL trên TTCKVN Việt Nam HSX

Fama French (1993) Các nhân tố rủi ro ảnh hưởng đến TSSL cổ phiếu và trái phiếu Mỹ NYSE, AMEX và NASDAQ 7/1963-12/1991 25 danh mục - 5 nhóm quy mô - 5 nhóm BE/ME

R2_CAPM R2_FF Nhân tố ảnh hưởng Nhân tố thị X trường Nhân tố quy mô X Nhân tố BE/ME X Nhân tố chủ yếu Rm-Rf Nhân tố khác

Kiểm định phần bù Hiệu ứng quy mô nhỏ Hiệu ứng quy mô lớn Hiệu ứng giá trị Đáng kể Hiệu ứng tăng trưởng

Phụ lục 3: kết quả hồi quy mô hình CAPM

Phụ lục 4: kết quả chạy hồi quy mô hình 3 nhân tố Fama-French trên TTCKVN

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới