Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định mô hình định giá tài sản bốn nhân tố của Carhart trên Sàn giao dịch chứng khoán TPHCM

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH



TRỊNH THỊ THU HOA

NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN

BỐN NHÂN TỐ CỦA CARHART

TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TPHCM

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



TRỊNH THỊ THU HOA

NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN

BỐN NHÂN TỐ CỦA CARHART

TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TPHCM

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 cam đoan luận văn “ Kiểm định mô hình định giá tài sản bốn nhân tố của

Carhart trên Sàn giao dịch chứng khoán TPHCM” là công trình nghiên cứu của

riêng tôi. Các số liệu, kết quả nêu trong luận văn là trung thực và chưa từng được ai

công bố trong bất kỳ công trình nào khác

Tác giả luận văn

Trịnh Thị Thu Hoa

LỜI CẢM ƠN

Chân thành cảm ơn Ban Giám hiệu và Khoa Đào tạo Sau Đại học Trường Đại

học Kinh tế TPHCM đã tạo điều kiện thuận lợi cho tôi học tập và nghiên cứu trong

suốt thời gian qua.

Chân thành cảm ơn các Thầy Cô Trường Đại học Kinh Tế TPHCM đã nhiệt

tình giảng dạy tôi trong suốt quá trình tham gia học tập tại trường.

Chân thành cảm ơn PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt đã tận tình chỉ bảo, đóng

góp và động viên tôi trong quá trình thực hiện luận văn.

Chân thành cảm ơn cám ơn gia đình, đồng nghiệp, bạn bè đã tạo điều kiện

thuận lợi để tôi hoàn thành luận văn này.

Xin trân trọng cảm ơn,

Tác giả luận văn

Trịnh Thị Thu Hoa

MỤC LỤC

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC ĐỒ THỊ

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

TÓM TẮT

1. GIỚI THIỆU ..................................................................................................... 1

1.1 Lý do chọn đề tài nghiên cứu .......................................................................... 1

1.2 Nội dung chính của luận văn và các vấn đề nghiên cứu ............................... 2

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ..................................... 3

2.1 Các nghiên cứu trên thế giới ........................................................................... 3

2.2 Các nghiên cứu trong nƣớc ........................................................................... 11

2.3 Câu hỏi nghiên cứu rút ra ............................................................................. 17

3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................................................. 18

3.1 Mô hình nghiên cứu........................................................................................ 18

3.2 Dữ liệu: ............................................................................................................ 18

3.3 Xác định các nhân tố cho mô hình ................................................................ 19

3.3.1 Các khái niệm: ................................................................................................ 19

3.3.2 Xây dựng các biến số cho mô hình. ................................................................ 22

4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ................................................ 24

4.1 Các phƣơng pháp kiểm định: ........................................................................ 24

4.2 Kết quả kiểm định .......................................................................................... 24

5. KẾT LUẬN ..................................................................................................... 52

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

TSSL: Tỷ suất sinh lợi

TTCK: Thị trường chứng khoán

HOSE: Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh

CAPM: Capital asset pricing model (Mô hình định giá tài sản vốn)

SMB: Small minus Big – Nhân tố quy mô

HML: High minus Low – Nhân tố giá trị

UMD: Up minus Down – Nhân tố xu hướng

BE: Book Equity – Giá trị sổ sách vốn cổ phần

ME: Market Equity – Giá trị thị trường vốn cổ phần

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1 Tổng kết khả năng giải thích của mô hình bốn nhân tố Carhart trong các

bài nghiên cứu. .......................................................................................... 13

Bảng 2.2 Tóm tắt mối quan hệ giữa TSSL trung bình của chứng khoán với các nhân

tố trong các bài nghiên cứu. ...................................................................... 13

Bảng 3.1Số lượng công ty, quy mô trung bình tại 30/6 năm t, BE/ME trung bình tại

31/12 năm t-1 của 8 danh mục. ................................................................. 21

Bảng 4.1Thống kê mô tả các biến độc lập ................................................................ 24

Bảng 4.2 Bảng thống kê mô tả biến phụ thuộc ......................................................... 25

Bảng 4.3 Kiểm định tính dừng của các biến độc lập dùng kiểm định Unit Root Test

................................................................................................................... 27

Bảng 4.4 Kết quả hồi quy danh mục SHU ................................................................ 27

Bảng 4.5 Kết quả hồi quy danh mục SHD ................................................................ 29

Bảng 4.6 Kết quả hồi quy danh mục SLU ................................................................ 30

Bảng 4.7 Kết quả hồi quy danh mục SLD ................................................................ 31

Bảng 4.8 Kết quả hồi quy danh mục BHU ............................................................... 32

Bảng 4.9 Kết quả hồi quy danh mục BHD ............................................................... 33

Bảng 4.10 Kết quả hồi quy danh mục BLU .............................................................. 34

Bảng 4.11 Kết quả hồi quy danh mục BLD .............................................................. 35

Bảng 4.12 Tổng hợp kết quả hồi quy (hàng trên), giá trị P-value (hàng dưới) của kiểm định t các hệ số hồi quy, R2 điều chỉnh và P-value của kiểm định F

của 8 danh mục .......................................................................................... 36

Bảng 4.13 Kiểm định tính độc lập của phần dư (các phần dư không có tự tương

quan) .......................................................................................................... 43

Bảng 4.14 Kiểm định phương sai của các phần dư không đổi.................................. 44

Bảng 4.15 Hệ số tương quan giữa các biến độc lập .................................................. 44

Bảng 4.16 Kết quả hồi quy biến RMRF theo biến SMB, HML, UMD. .................. 45

Bảng 4.17 Kết quả hồi quy biến SMB theo biến RMRF, HML, UMD. .................. 46

Bảng 4.18 Kết quả hồi quy biến HML theo biến RMRF, SMB, UMD. .................. 47

Bảng 4.19 Kết quả hồi quy biến UMD theo biến RMRF, SMB, HML. .................. 48

Bảng 4.20 Giá trị VIF của bốn biến độc lập ............................................................ 48

Bảng 4.21 Phần bù rủi ro các nhân tố ...................................................................... 50

DANH MỤC ĐỒ THỊ

Hình 4.1 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SHU .......................................... 39

Hình 4.2 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SHD .......................................... 40

Hình 4.3 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SLU ........................................... 40

Hình 4.4 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SLD ........................................... 41

Hình 4.5 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BHU .......................................... 41

Hình 4.6 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BHD .......................................... 42

Hình 4.7 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BLU .......................................... 42

Hình 4.8 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BLD .......................................... 43

TÓM TẮT

Trong bài nghiên cứu này, tác giả kiểm định khả năng giải thích của mô hình

bốn nhân tố của Carhart (1997) đối với các cổ phiếu niêm yết trên HOSE từ tháng

01/2005 đến tháng 06/2012. Đồng thời, tác giả muốn tìm ra nhân tố nào trong bốn

nhân tố: thị trường, quy mô, giá trị, xu hướng tác động nhiều nhất đến sự thay đổi

TSSL vượt trội của cổ phiếu trong mẫu của tác giả. Kết quả nghiên cứu cho thấy mô

hình bốn nhân tố của Carhart giải thích trên 90% sự thay đổi TSSL vượt trội của cổ

phiếu.Tuy nhiên, nhân tố giá trị không giải thích được TSSL của những cổ phiếu giá

trị, còn nhân tố xu hướng không giải thích được TSSL những cổ phiếu có TSSL một

năm trước cao. Cả ba nhân tố: thị trường, quy mô, giá trị đều ảnh hưởng cùng chiều

tới TSSL vượt trội của cổ phiếu, còn nhân tố xu hướng tác động ngược chiều. Nhân

tố thị trường có phần bù rủi ro lớn nhất. Kết quả của bài nghiên cứu này là tài liệu

tham khảo thêm cho các nhà đầu tư để lựa chọn chứng khoán cho danh mục đầu tư

của mình.

1. GIỚI THIỆU

1.1 Lý do chọn đề tài nghiên cứu

Thị trường chứng khoán luôn là kênh đầu tư hấp dẫn đối với các nhà đầu tư.

Việc lựa chọn danh mục cổ phiếu nào để đạt được TSSL kỳ vọng, cùng với mức độ

rủi ro chấp nhận trở thành vấn đề quan trọng của bất kỳ nhà đầu tư nào. Chính vì

thế, cùng với sự ra đời của các mô hình định giá tài sản là sự nghiên cứu về tính khả

dụng của các mô hình này ở nhiều quốc gia. Các mô hình tiêu biểu có thể kể đến là:

mô hình định giá tài sản vốn CAPM của William Sharp (1964), mô hình ba nhân tố

của Fama-French (1993), mô hình bốn nhân tố của Carhart (1997).

Banz (1981) nhận thấy TSSL trung bình của những cổ phiếu có giá trị vốn hóa

nhỏ thì có xu hướng cao. Cũng có bằng chứng cho thấy TSSL trung bình những cổ

phiếu giá trị - có các chỉ số cơ bản cao như B/P (giá trị sổ sách/ giá thị trường) –

cao hơn các cổ phiếu tăng trưởng – có các chỉ số cơ bản thấp (DeBondt và Thaler,

1985; Fama và French, 1992; Lakonishok, Shleifer, và Vishny, 1994). Fama-

French (1993) đã đề xuất một mô hình ba nhân tố là sự mở rộng của mô hình

CAPM bằng cách thêm nhân tố quy mô và nhân tố giá trị để nắm bắt những thay

đổi trong TSSL trung bình của chứng khoán Mỹ. Jegadeesh và Titman (1993) chỉ ra

TSSL chứng khoán Mỹ có hiệu ứng momentum (cổ phiếu đang tăng giá có xu

hướng tiếp tục tăng và ngược lại, cổ phiếu đang giảm có xu hướng tiếp tục giảm. Ví

dụ: những cổ phiếu có TSSL quá khứ cao tiếp tục có thành quả tốt hơn những cổ

phiếu có TSSL quá khứ thấp trong thời gian tới với lợi nhuận vượt trội trung bình

năm là 1% ) (tác giả tạm dịch hiệu ứng momentum là hiệu ứng xu hướng theo khái

niệm mà Jegadeesh và Titman đưa ra). Fama và French (1996) cho thấy mô hình ba

nhân tố không giải thích được thay đổi trong TSSL chéo của các danh mục chứng

khoán được phân loại theo xu hướng, nên Carhart (1997) đề nghị mô hình bốn nhân

tố bằng cách thêm nhân tố PR1YR [TSSL một năm trước - dựa theo Jegadeesh và

Titman (1993)] vào mô hình ba nhân tố để nắm bắt những thay đổi này.

Hầu hết các nghiên cứu về mô hình bốn nhân tố của Carhart tập trung ở các thị

trường tài chính phát triển. Ở Việt Nam, mô hình CAPM một nhân tố và mô hình

Fama-French ba nhân tố được biết đến rộng rãi, trong khi mô hình bốn nhân tố

Carhart còn khá xa lạ. Do đó, tác giả đã chọn mô hình này để thực hiện nghiên cứu

trên sàn HOSE. Tác giả tham khảo bài nghiên cứu của nhiều tác giả, trong đó chủ

yếu dựa theo tác giả Manuel Ammann và Michael Steiner (2008), Carhart (1997).

1.2 Nội dung chính của luận văn và các vấn đề nghiên cứu

Các nội dung chính của luận văn:

1. Giới thiệu

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu

4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận

5. Tóm tắt và kết luận

Vấn đề nghiên cứu:

- Khả năng giải thích TSSL vượt trội của cổ phiếu của mô hình bốn nhân tố

Carhart ở trên sàn HOSE.

- Mối quan hệ giữa TSSL cổ phiếu với các nhân tố: quy mô, giá trị và xu

hướng.

- Nhân tố nào ảnh hưởng nhiều nhất tới TSSL vượt trội của cổ phiếu.

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY

2.1 Các nghiên cứu trên thế giới

Mark M. Carhart, 1997, On persistence in Mutual Fund Performance.

Mục tiêu: Tác giả chứng minh các nhân tố chung trong TSSL cổ phiếu và các

loại chi phí đầu tư, chi phí giao dịch giải thích được hầu hết xu hướng trong TSSL

của các quỹ tương hỗ. Ông cũng chỉ ra rằng hiệu ứng xu hướng không phản ánh kỹ

năng lựa chọn chứng khoán giỏi.

Mô hình

Mô hình CAPM

rit = αiT + βiTVWRFt + eit

Mô hình ba nhân tố của Fama-French

rit = αiT + biTRMRFt + siTSMBt + hiTHMLt + eit

Mô hình bốn nhân tố của Carhart

rit = αiT + biTRMRFt + siTSMBt + hiTHMLt + piTPR1YR + eit

Xây dựng biến số

Biến phụ thuộc: TSSL của các quỹ đầu tư. Các quỹ được chia thành mười

nhóm (bằng nhau) vào ngày 01/01 hàng năm theo thứ tự từ thấp tới cao của TSSL

11 tháng trước. TSSL trung bình của mỗi nhóm được tính có trọng số bằng nhau và

theo tháng.

Biến giải thích: - SMB, HML: được xây dựng theo Fama-French.

- PR1YR: chênh lệch giữa TSSL trung bình của danh mục

gồm 30% công ty có TSSL cao nhất 11 tháng trước với TSSL trung bình của danh

mục gồm 30% công ty có TSSL thấp nhất 11 tháng trước. Các danh mục này được

tạo hàng tháng và TSSL trung bình của danh mục được tính có trọng số bằng nhau.

Kết quả: Mô hình 4 nhân tố của tác giả giải thích được hầu hết sự thay đổi

trong TSSL trung bình của các danh mục được xếp theo PR1YR (đặc biệt là vai trò

của nhân tố SMB và PR1YR). Các danh mục tốt đứng đầu dường như nắm giữ

chứng khoán vốn hóa nhỏ nhiều hơn các danh mục kém. TSSL của các danh mục

tốt tương quan dương mạnh với nhân tố PR1YR, trong khi TSSL của các danh mục

kém thì tương quan âm mạnh với nhân tố này.

Ông cũng đúc kết ba nguyên tắc hàng đầu để tối đa hóa tài sản khi đầu tư quỹ:

(1) tránh xa các quỹ có TSSL kém nhiều năm; (2) những quỹ có TSSL cao năm

trước thì có TSSL kì vọng cao hơn trong năm tiếp theo, nhưng không chắc trong

những năm sau đó; (3) chi phí đầu tư, phí môi giới và phí giao dịch có ảnh hưởng

ngược chiều, trực tiếp tới TSSL.

Manuel Ammann and Michael Steiner, 2008, Risk Factors for the Swiss

Stock Market.

Mục tiêu: Bài này phát triển và phân tích bốn nhân tố trong mô hình Carhart

(1995) trên TTCK Thụy Sỹ có xét đến các đặc điểm riêng của TTCK Thụy Sỹ - số

lượng mã cổ phiếu niêm yết khá nhỏ.

Mô hình

Rt – Rft = cT + bT*RMRFt + sT*SMBt + vT*HMLt + mT*UMDt + eT

Xây dựng biến số

Biến phụ thuộc: TSSL vượt trội của danh mục Rt – Rf

Biến độc lập: SMB, HML và UMD được xây dựng dựa theo Fama và French

(1993), Carhart (1995). Tuy nhiên, cũng có những khác biệt do những đặc trưng của

TTCK Thụy Sỹ và tác giả tham khảo thêm cách xây dựng danh mục của Vaihekoski

(2004). Cụ thể, các chứng khoán được phân loại độc lập theo từng đặc điểm: theo

giá trị vốn hóa thành 2 nhóm S và B dựa trên quy mô trung vị; theo tỷ lệ BE/ME

thành hai nhóm H và L, theo TSSL 1 năm trước thành hai nhóm U và D. Từ đó, tám

danh mục phụ SHU, SHD, SLU, SLD, BHU, BHD, BLU, BLD được hình thành từ

sự kết hợp các danh mục trên. TSSL của mỗi danh mục trong tám danh mục vừa tạo

được tính hàng tháng có trọng số giá trị. Sau đó, nhân tố SMB, HML và UMD được

tính theo công thức sau:

SMB = (SHU+SHD+SLU+SLD)/4 – (BHU+BHD+BLU+BLD)/4

HML = (SHU+SHD+BHU+BHD)/4 – (SLU+SLD+BLU+BLD)/4

UMD = (SHU+SLU+BHU+BLU)/4 - (SHD+SLD+BHD+BLD)/4

Kết quả: Phần bù rủi ro thị trường là 7.16%/năm, phần bù xu hướng dương

đáng kể 10.33%/năm, trong khi phần bù rủi ro quy mô là -0.67%/năm và phần bù rủi

ro giá trị là 2.35%/năm. Tóm lại, khả năng giải thích lợi nhuận danh mục vượt trội

của mô hình 4 nhân tố của Carhart cao, phù hợp với thị trường chứng khoán Thụy Sỹ.

Tác giả nhận thấy sự tương quan giữa hầu hết các nhân tố thấp so với cả các

nghiên cứu quốc tế trước đây. Hơn nữa, sự thay đổi trong thời gian tái cơ cấu danh

mục, sự loại trừ chứng khoán có vốn hóa nhỏ, sử dụng các danh mục phụ nhiều hơn,

tính TSSL các danh mục có trọng số bằng nhau, và sự loại trừ điểm vượt trội (bất

thường) ảnh hưởng không đáng kể tới phần bù các nhân tố.

Eugene F.Fama and Kenneth R.French, 2012, Size, Value, and

Momentum in International Stock Returns.

Mục tiêu: kiểm tra các mô hình định giá tài sản có nắm bắt được các mẫu hình

lợi nhuận trung bình quốc tế theo giá trị và xu hướng hay không, và các mô hình

định giá có phù hợp trên bốn khu vực quốc tế không.

Mô hình

Rit – Rft = ai + bi[RMt – RFt] + siSMBt + hiHMLt + eit (1)

Rit – Rft = ai + bi[RMt – RFt] + siSMBt + hiHMLt+ wiWMLt+ eit (2)

Xây dựng biến số

- Tại ngày 30/6 năm t , các cổ phiếu trong khu vực được xếp theo thứ tự giảm

dần của quy mô rồi chia thành 2 nhóm: nhóm S (nhóm cổ phiếu có quy mô nhỏ gồm

10% số cổ phiếu trên cùng) và nhóm B (nhóm cổ phiếu có quy mô lớn gồm 90% cổ

phiếu còn lại). Đồng thời, các cổ phiếu này cũng được xếp theo thứ tự giảm dần của

tỷ lệ BE/ME (BE và ME được tính tại ngày 31/12 năm t-1) và chia thành ba nhóm

với điểm chia là phân vị thứ 30 và 70: nhóm G (có B/M thấp hơn phân vị thứ 30),

nhóm V (có B/M bằng hoặc cao hơn phân vị thứ 70), nhóm N (có B/M thuộc nhóm

giữa tức thấp hơn phân vị thứ 70 và lớn hơn hoặc bằng phân vị thứ 30). Từ đó, sáu

danh mục SV, SN, SL, BV, BN, BL được tạo ra từ sự kết hợp các nhóm cổ phiếu

này và được tính TSSL hàng tháng có trọng số từ tháng 7 năm t đến tháng 6 năm

t+1. Nhân tố SMB và HML được tính như sau:

SMB = (SV+SN+SG)/3 - (BV+BN+BG)/3

HML = (SV+BV)/2 - (SG+BG)/2

Đồng thời, các cổ phiếu này cũng chia thành năm nhóm theo quy mô và năm

nhóm theo B/M để tạo thành 25 danh mục vào cuối tháng 6 năm t làm biến phụ

thuộc. Điểm chia các cổ phiếu theo quy mô là phân vị thứ 3, 7, 13, 25. Các cổ phiếu

được chia thành năm nhóm bằng nhau theo B/M.

- Nhân tố WML được hình thành như sau: cuối mỗi tháng, các cổ phiếu được

chia theo TSSL lũy tiến một năm trước (bỏ tháng liền kề) thành ba nhóm W, L, N

dựa trên phân vị thứ 30 và 70. Ba nhóm này kết hợp với hai nhóm quy mô S và B để

tạo thành các danh mục SW, SL, BW, BL. Công thức tính WML như sau:

WML = (SW+BW)/2 - (SL+BL)/2

25 danh mục là biến phụ thuộc khác được hình thành từ năm danh mục theo

quy mô và năm danh mục theo TSSL 11 tháng trước.

Kết quả: Trong 4 khu vực (Bắc Mỹ, Châu Âu, Nhật và Châu Á Thái Bình

Dương) được kiểm định, tác giả nhận thấy phần bù rủi ro nhân tố giá trị giảm theo

quy mô, ngoại trừ ở Nhật Bản. Mặt khác, cũng loại trừ Nhật Bản ra, ba khu vực kia

đều có phần bù rủi ro nhân tố xu hướng và giảm dần từ cổ phiếu có quy mô nhỏ đến

cổ phiếu có quy mô lớn. Trong 3 khu vực (Nhật, Bắc Mỹ, Châu Âu), mô hình địa

phương (sử dụng biến giải thích địa phương) giải thích khá tốt về lợi nhuận địa

phương của những danh mục cổ phiếu xếp theo quy mô và giá trị. Mô hình địa

phương ít thành công khi kiểm định những danh mục dựa theo quy mô và xu hướng.

Cuối cùng, mô hình định giá chung cho bốn khu vực không nhận được sự hỗ

trợ mạnh trong kiểm định của bài này.

Alan Gregory, Rajesh Tharyan and Angela Christidis, 2011, Constructing

and Testing Alternative Versions of the Fama-French and Carhart Model in

the UK.

Mục tiêu: xây dựng và kiểm định các phiên bản có thể thay thế nhau của mô

hình Fama-French và mô hình Carhart ở thị trường chứng khoán Anh.

Mô hình

Mô hình cơ bản:

• FF cơ bản – gồm rmrf, smb, hml

• Carhart cơ bản – gồm rmrf, smb, hml, umd

Mô hình có trọng số:

• CPZ-FF – gồm rmrf, smb_CPZ, hml_CPZ

• CPZ-Carhart – gồm rmrf, smb_CPZ, hml_CPZ, umd_CPZ

Mô hình chi tiết:

• Zhang_decomposition – gồm rmrf, smb, hmls, hmlb, umd

• CPZ_decomposition – gồm rmrf, MMB, SMM, BHML_CPZ, SHML_CPZ,

và umd_CPZ

Xây dựng biến số

Biến phụ thuộc:

(1) 25 danh mục là sự kết hợp hai nhóm quy mô và BTM, cụ thể:

• Năm danh mục dựa trên quy mô, trong đó bốn danh mục gồm 350 công ty

lớn nhất và một danh mục gồm các công ty còn lại.

• Năm danh mục dựa trên BTM của 350 công ty lớn nhất.

(2) 27 danh mục là sự kết hợp ba nhóm quy mô, BTM với xu hướng, cụ thể:

• Ba danh mục dựa trên quy mô, trong đó hai danh mục gồm 250 công ty lớn

nhất và một danh mục gồm những công ty còn lại.

• Trong mỗi danh mục quy mô trên, tạo ra ba danh mục dựa trên BTM.

• Với mỗi danh mục trong chín danh mục mới này, tạo ra ba danh mục dựa

trên xu hướng. Như vậy tạo ra được 27 danh mục.

(3) 25 danh mục xếp theo độ lệch chuẩn TSSL 12 tháng trước.

Biến độc lập: tác giả xây dựng các biến độc lập theo phương pháp của nhiều

tác giả khác, nhưng chủ yếu dựa trên cách xây dựng cơ bản của 4 biến RMRF,

SMB, HML, UMD như sau: dựa trên quy mô trung vị, chia các cổ phiếu chia thành

2 nhóm S và B; dựa trên tỷ lệ BE/ME, chia các cổ phiếu thành ba nhóm H, M, L tại

phân vị BTM thứ 30 và 70; dựa trên TSSL 11 tháng trước, chia các cổ phiếu thành

ba nhóm H, M, L tại phân vị BTM thứ 30 và 70.

Công thức tính các nhân tố như sau:

SMB = (SH+SM+SL)/3 - (BH+BM+BL)/3

HML = (SH+BH)/2 - (SL+BL)/2

UMD = (SU+BU)/2 - (SD+BD)/2

Nhân tố UMD được tạo theo phương pháp của Ken French là có sự kết hợp

của quy mô và TSSL 11 tháng trước. Ngoài ra, tác giả còn theo phương pháp của

Carhart (1997) là chỉ dựa trên TSSL 11 tháng trước.

Kết quả: Mặc dù tác giả nổ lực dùng nhiều phương pháp xây dựng các nhân tố

thay thế nhau, nhưng khi đi quá xa việc kiểm định danh mục theo quy mô và BTM,

kết quả kiểm định của mô hình không được mạnh.

Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc Suret, 2003, Evidence

to support the four-factor pricing model from the Canadian stock market.

Mục tiêu: Bài này kiểm định mô hình ba nhân tố của Fama-French trên thị

trường chứng khoán Canada bổ sung thêm nhân tố xu hướng.

Mô hình:

E(Rit) – Rft = bi*(E(Rmt)-Rft) + si*E(SMBt) + hi*E(HMLt) + wi*E(WMLt)

Xây dựng biến số: Dựa theo Fama-French (1993) và trên trang web của

Kenneth French để xây dựng các nhân tố.

SMB = (SH+SM+SL)/3 - (BH+BM+BL)/3

HML = (SH+BH)/2 - (SL+BL)/2

WML = (SW+BW)/2 - (SL+BL)/2

Kết quả: Phần bù rủi ro trung bình hàng năm đạt được trong giai đoạn từ tháng

07/1960 đến 04/2001 tương ứng với các nhân tố thị trường, quy mô, giá trị và xu

hướng lần lượt là 4.52%, 5.08%, 5.09%, 16.07%.

Nghiên cứu của bài còn cho thấy: lợi nhuận theo nhân tố quy mô trong tháng 1

về cơ bản là lớn hơn các tháng khác, ngược lại lợi nhuận theo nhân tố xu hướng

luôn có ý nghĩa trong các tháng ngoại trừ tháng 1. Lợi nhuận của nhân tố giá trị thì

dương và cao trong thị trường giảm (hoặc âm và ít khi âm trong thị trường tăng).

Cuối cùng, tác giả xem xét dưới điều kiện chính sách tiền tệ và nhận thấy phần bù

rủi ro của nhân tố SMB và HML chỉ ý nghĩa trong điều kiện chính sách tiền tệ mở

rộng, trong khi phần bù của nhân tố WML vẫn dương đáng kể, nhưng thấp hơn

trong thời điểm chính sách tiền tệ thắt chặt.

Prof. Sanjay Sehgal & Mr. Manoj Jhanwar, 2007, Short-term persistence

in mutual funds performance: evidence from India.

Mục tiêu: Bài nghiên cứu chứng minh có xu hướng ngắn hạn trong TSSL của các

quỹ tương hỗ nhưng không nhất thiết hàm ý các kỷ năng lựa chọn chứng khoán giỏi.

Mô hình: CAPM của Sharpe (1964), Lintner (1965) và Mossin (1966)

Mô hình ba nhân tố của Fama-French (1993)

Mô hình bốn nhân tố của Carhart (1997)

Xây dựng biến số

SMB = (SH+SM+SL)/3 - (BH+BM+BL)/3

HML = (SH+BH)/2 - (SL+BL)/2

WML = (SW+BW)/2 - (SL+BL)/2

Kết quả: Các nhân tố chung trong lợi nhuận cổ phiếu giải thích được lợi nhuận

bất thường của các quỹ tương hỗ hàng đầu. Theo dữ liệu ngày, chỉ những danh mục

có lời cung cấp lợi nhuận hàng năm khoảng 10%. Sử dụng dữ liệu ngày thì kết quả

xu hướng ngắn hạn tốt hơn so với quan sát tháng, do đó mật độ xuất hiện dữ liệu

ảnh hưởng tới kết luận về xu hướng trong TSSL của các quỹ đầu tư.

Mona Al-Mwalla, 2012, Can book to market, size, momemtum be extra

risk factors that explain the stocks rate of return?: emerging market.

Mục tiêu: kiểm tra khả năng giải thích của các mô hình định giá tài sản khác

nhau: mô hình ba nhân tố của Fama và French và mô hình bốn nhân tố bổ sung của

Fama và French (thêm nhân tố xu hướng) trong việc giải thích sự thay đổi TSSL cổ

phiếu từ tháng 6/1999 đến tháng 6/2010. Bài nghiên cứu điều tra có sự tồn tại hiệu

ứng quy mô, giá trị và xu hướng ở TTCK Amman (ASE- Amman stock Exchange)

hay không?

Mô hình: Rpt-Rft =à0+β1[Rmt – Rft] + β2*SMBt + β3*HMLt + β4*WMLt + ε

Xây dựng biến số

Biến giải thích: Rm-Rf, SMB, HML, WML. Cách xây dựng các biến này dựa

theo Fama và French (1996), cụ thể:

- Các cổ phiếu được chia theo quy mô (dựa trên quy mô trung vị) tại ngày 30/6

năm t thành hai nhóm: nhóm S (có quy mô thấp hơn quy mô trung vị) và nhóm B

(có quy mô bằng hoặc lớn hơn quy mô trung vị). Đồng thời, các cổ phiếu này cũng

được chia theo BE/ME (dựa trên phân vị thứ 30 và 70) tại ngày 31/12 năm t-1 thành

ba nhóm: nhóm H (có BE/ME bằng hoặc cao hơn phân vị thứ 70), nhóm M (có

BE/ME thuộc nhóm giữa tức dưới phân vị thứ 70 và lớn hơn hoặc bằng phân vị thứ

30), nhóm L (có BE/ME thấp hơn phân vị thứ 30). Từ đó, sáu danh mục SH, SM,

SL, BH, BM, BL được tạo ra từ sự kết hợp các nhóm cổ phiếu này. Nhân tố SMB

và HML được tính như sau:

SMB = (SH+SM+SL)/3 - (BH+BM+BL)/3

HML = (SH+BH)/2 - (SL+BL)/2

- Nhân tố WML được hình thành như sau: các cổ phiếu được phân chia theo

quy mô thành hai nhóm S và B tại ngày 30/6 năm t-1 và theo TSSL 11 tháng trước

(không tính tháng liền kề) (so với 30/6 năm t) thành 2 nhóm: W (gồm 30% cổ phiếu

có TSSL 11 tháng trước cao nhất) và L (gồm 30% cổ phiếu có TSSL 11 tháng trước

thấp nhất). Các danh mục SW, SL, BW, BL được hình thành từ sự kết hợp của 4

nhóm trên. Công thức tính WML như sau:

WML = (SW+BW)/2 - (SL+BL)/2

Kết quả: Bài đã tìm ra hiệu ứng quy mô, hiệu ứng giá trị dương mạnh trên

ASE. Bài cũng chỉ ra mô hình bốn nhân tố bổ sung của Fama và French giải thích

TSSL cổ phiếu không tốt bằng mô hình ba nhân tố của Fama và French.

Sabine Artmann, Philipp Finter and Alexander Kempf, 2011,

Determinants of Expected Stock Returns: Large Sample Evidence from the

German Market.

Bài này nghiên cứu mô hình định giá tài sản trên thị trường chứng khoán Đức.

Trong giai đoạn từ năm 1963 đến năm 2006, tác giả cho thấy nhân tố giá trị và xu

hướng giải thích được TSSL cổ phiếu. Trong đó, mô hình ba nhân tố của Fama-

French giải thích TSSL cổ phiếu trung bình không tốt bằng mô hình bốn nhân tố

của Carhart, nhưng mô hình bốn nhân tố mà trong đó nhân tố quy mô được thế bằng

nhân tố E/P sẽ giải thích tốt hơn.

2.2 Các nghiên cứu trong nƣớc

TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Đức, 2012, Các yếu tố ảnh hƣởng đến

TSSL của cổ phiếu niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM.

Mục tiêu: Bài viết nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến TSSL của các cổ

phiếu niêm yết trên sàn HOSE bằng việc sử dụng các mô hình CAPM, Fama-French

và Carhart. Nghiên cứu này còn mở rộng mô hình Carhart bằng cách đưa thêm các

yếu tố phần bù ROE, phần bù E/P và phần bù doanh thu vào mô hình.

Mô hình: Rit – Rft = α + βi(Rmt – Rft) + si(SMBt) + hi(HMLt) + wi(WMLt) +

ri(RROEt) + ei(EE/Pt) + di(DDTt) + ε

Trong đó:

SMB: là phần bù quy mô, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá khứ

giữa lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty nhỏ so với lợi nhuận danh mục cổ phiếu

công ty lớn.

HML: là phần bù giá trị, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá khứ

giữa lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty có BE/ME cao so với công ty có BE/ME

thấp.

WML: là phần bù xu hướng, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá

khứ giữa lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty có suất sinh lời cao so với công ty có

suất sinh lời thấp.

RROEt: là phần bù ROE, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá khứ

giữa lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty có ROE cao so với công ty có ROE thấp.

EE/Pt: là phần bù E/P, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá khứ giữa

lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty có E/P cao so với công ty có E/P thấp.

DDTt: là phần bù xu hướng, được tính bằng bình quân chênh lệch trong quá

khứ giữa lợi nhuận danh mục cổ phiếu công ty có doanh thu cao so với công ty có

doanh thu thấp.

Kết quả: R2 điều chỉnh của bốn mô hình: CAPM, mô hình ba biến của Fama-

French, mô hình bốn biến của Carhart và mô hình Carhart mở rộng của tác giả lần

lượt là 74.1%, 76.4%, 77.3%, 77.7%. Như vậy, mô hình bốn biến của Carhart giải

thích tốt hơn mô hình CAPM và mô hình ba biến của Fama-French. Lợi nhuận thị

trường, phần bù quy mô, phần bù giá trị, phần bù thu nhập và phần bù doanh thu có

có mối quan hệ đồng biến với TSSL của cổ phiếu, trong khi đó yếu tố xu hướng và

phần bù ROE có quan hệ ngược chiều với TSSL cổ phiếu.

Bảng 2.1 Tổng kết khả năng giải thích của mô hình bốn nhân tố Carhart.

Khả năng giải thích thấp hơn Khả năng giải thích cao mô hình khác

- Carhart, 1997. - Alan Gregory, Rajesh

- Craig Heatter, Charles Gabriel, Yi Wang, 2004. Tharyan và Angela Christidis,

- Eugene F.Fama và Kenneth R.French, 2011 2011.

- Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean- - Mona Al-Mwalla, 2012

Marc Suret, 2003.

- Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008.

- Rogér Otten và Dennis Bams, 2003.

- Sabine Artmann, Philipp Finter và Alexander

Kempf, 2011

- Prof. Sanjay Sehgal và Mr. Manoj Jhanwar,

2007.

- TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Đức, 2012

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Hầu hết, mô hình bốn nhân tố của Carhart đều cho thấy khả năng giải thích

cao ở TTCK các nước phát triển.

Bảng 2.2 Tóm tắt mối quan hệ giữa TSSL trung bình của chứng khoán với các nhân

tố trong các bài nghiên cứu.

Nhân tố tác động Kết quả Tác giả

- Carhart, 1997

- Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc

Suret, 2003

- Roger Otten, Dennis Bams, 2003

- Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008. + - Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis, Rm-Rf

2011

- Mona Al-Mwalla, 2012

- Trần Thị Hải Lý,

- TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước

- Carhart, 1997

- Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc

Suret, 2003

- Roger Otten, Dennis Bams, 2003 + - Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008. SMB

- Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis,

2011

- TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước

- Banz (1981)

+ - Mona Al-Mwalla, 2012 S - Trần Thị Hải Lý

- Võ Ngọc Ẩn, 2011 +

B - Mona Al-Mwalla, 2012 -

- Trần Thị Hải Lý

- Stattman (1980)

- Rosenberg, Reid, và Lanstein (1985)

- Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc

+ Suret, 2003

- Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis,

2011 HML

- TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước,

- Carhart, 1997

- Roger Otten, Dennis Bams, 2003 - - Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis,

2011

- Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008.

+ - Mona Al-Mwalla, 2012 H - Trần Thị Hải Lý

- Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008. L - - Mona Al-Mwalla, 2012

- Trần Thị Hải Lý

- Jegadeesh và Titman (1993)

- Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc

Suret, 2003

+ - Roger Otten, Dennis Bams, 2003

- Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis,

2011 UMD

- Mona Al-Mwalla, 2012

- Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis,

2011 - - Mona Al-Mwalla, 2012

- TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước

- Carhart, 1997 + - Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008. U

D - Carhart, 1997 - - Manuel Ammann và Michael Steiner, 2008.

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Nhận xét:

- Đối với nhân tố quy mô, TSSL cổ phiếu có quan hệ cùng chiều với công ty

có quy mô nhỏ và có quan hệ ngược chiều với công ty có quy mô lớn. Một số

nghiên cứu cho thấy TSSL vượt trội của cổ phiếu có quan hệ cùng chiều với các

công ty có quy mô nhỏ và cả công ty quy mô lớn. Tuy nhiên, hầu hết TSSL của cổ

phiếu quy mô nhỏ có xu hướng cao hơn cổ phiếu quy mô lớn.

- Xét theo nhân tố BE/ME, một số nghiên cứu cho thấy, TSSL chứng khoán có

quan hệ ngược chiều/cùng chiều với nhân tố BE/ME đối với cổ phiếu giá trị và cả

cổ phiếu tăng trưởng. Cũng có một số nghiên cứu cho thấy, TSSL chứng khoán có

quan hệ cùng chiều với cổ phiếu giá trị , trong khi số khác chỉ ra TSSL chứng khoán

có quan hệ cùng chiều với cổ phiếu tăng trưởng.

- TSSL chứng khoán có quan hệ cùng chiều với nhân tố xu hướng ở một số

nghiên cứu. Một số nghiên cứu khác cho thấy TSSL chứng khoán không cùng chiều

với nhân tố xu hướng. Hoặc có nghiên cứu cho thấy, TSSL chứng khoán có quan hệ

cùng chiều với cổ phiếu có TSSL trước đó cao, và ngược lại, đối với cổ phiếu có

TSSL trước đó thấp thì TSSL chứng khoán có mối quan hệ ngược chiều.

2.3 Câu hỏi nghiên cứu rút ra

Phần lớn các bài nghiên cứu mô hình bốn nhân tố Carhart tập trung các nước

phát triển và đều cho thấy khả năng giải thích thay đổi TSSL vượt trội của cổ phiếu

cao của mô hình. Vậy ở những nước đang phát triển như Việt Nam, khả năng giải

thích của mô hình bốn nhân tố này có cho thấy giá trị đáng kể không? Đây là câu

hỏi nghiên cứu mà tác giả cần kiểm định trong bài này. Đồng thời, tác giả cũng tìm

câu trả lời cho các giả thuyết của tác giả về mối quan hệ giữa TSSL chứng khoán

với các nhân tố trong bài này như sau:

- TSSL chứng khoán có quan hệ cùng chiều với cổ phiếu có quy mô nhỏ và

ngược chiều với cổ phiếu có quy mô lớn.

- TSSL chứng khoán có quan hệ cùng chiều với cổ phiếu giá trị và ngược

chiều với cổ phiếu tăng trưởng.

- TSSL chứng khoán có quan hệ cùng chiều với cổ phiếu có TSSL một năm

trước cao và ngược chiều với cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp.

3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 Mô hình nghiên cứu

Từ những bài nghiên cứu trên, tác giả xây dựng mô hình đo lường như sau:

Rpt – Rft = αit + bit *(Rmt – Rft) + sit*SMBt + hit *HMLt + pit *UMDt + eit

t = 1, 2,…T

Trong đó,

Rpt – Rft : là TSSL vượt trội của danh mục, với Rp là TSSL của danh mục, Rf là

TSSL phi rủi ro.

Rmt – Rft: là TSSL vượt trội của danh mục toàn thị trường, với Rm là TSSL của

danh mục thị trường, Rf là TSSL phi rủi ro.

SMB, HML, UMD lần lượt là TSSL của danh mục mô phỏng nhân tố theo quy

mô, giá trị và xu hướng.

e : sai số ngẫu nhiên hay phần dư.

3.2 Dữ liệu:

- Mẫu là các cổ phiếu thường của các công ty phi tài chính niêm yết trên sàn

HOSE từ ngày 01/01/2004 đến 31/12/2011 và có vốn cổ phần không âm. Những dữ

liệu tác giả thu thập bao gồm:

+ Giá đóng cửa cuối mỗi tháng của cổ phiếu đã được điều chỉnh (khi cổ phiếu

tới ngày giao dịch không hưởng quyền như cổ tức cổ phiếu, cổ tức tiền mặt, cổ

phiếu thưởng, phát hành thêm cổ phiếu thì giá tham chiếu ngày đó sẽ được điều

chỉnh theo một tỷ lệ để đảm bảo sự công bằng về quyền lợi giữa cổ đông được

hưởng quyền và không hưởng quyền, đồng thời giá quá khứ cũng sẽ được điều

chỉnh theo tỷ lệ đó để phù hợp với giá hiện tại đã được điều chỉnh).

và ngày 31/12 của các năm từ 2004

đến 2011.

+ Giá trị sổ sách của vốn cổ phần tại ngày 31/12 của mỗi năm từ 2004 đến

2011.

- Lãi suất phi rủi ro: sẽ đại diện cho TSSL phi rủi ro. Tác giả sử dụng lãi suất

trái phiếu Chính phủ kỳ hạn 10 năm điều chỉnh theo tháng (nguồn www.hnx.vn).

3.3 Xác định các nhân tố cho mô hình

Tác giả dựa theo phương pháp xây dựng nhân tố của Manuel Ammann và

Michael Steiner (2011). Manuel Ammann và Michael Steiner (2011) xây dựng nhân

tố dựa theo Fama và French (1993), Carhart (1995) và Vaihekoski (2004) có xét đến

những đặc thù của TTCK Thụy Sỹ. Manuel Ammann và Michael Steiner (2011)

xây dựng tám danh mục phụ là các biến phụ thuộc với những lý do sau:

- Số lượng mã cổ phiếu trên TTCK Thụy Sỹ quá nhỏ để xây dựng thành 27

danh mục với số lượng cổ phiếu phù hợp ở mỗi danh mục, mà theo Vaihekoski

(2004) đề nghị là ít nhất năm chứng khoán trong mỗi danh mục.

- Nếu chia thành 27 danh mục thì sẽ tạo ra nhiều danh mục trung bình chỉ có

sáu cổ phiếu/danh mục. Kết quả sẽ bị nhiễu từ những danh mục có số chứng khoán

quá nhỏ.

- Phân nhóm 3x3x3 có bất tiện là không phải tất cả chứng khoán đều được

phân về các danh mục nhân tố mà chỉ có cổ phiếu thuộc nhóm cao nhất và thấp nhất

được dùng để tính các nhân tố.

Những lý do này, tác giả nhận thấy phù hợp với sàn HOSE nên dựa theo

Manuel Ammann và Michael Steiner (2011) để xây dựng các nhân tố cho mô hình.

3.3.1 Các khái niệm:

- Quy mô công ty: là giá trị thị trường của công ty tại thời điểm 30/06 của

năm t được tính theo công thức: Khối lượng cổ phiếu lưu hành x Thị giá của cổ

phiếu.

- Tỷ lệ BE/ME (hay còn gọi là giá trị) - giá trị sổ sách/giá trị thị trường của

vốn cổ phần tại thời điểm 31/12 của năm t-1, trong đó BE, ME đều được tính tại

ngày 31/12 năm t-1.

- Xu hƣớng: cổ phiếu đang tăng có xu hướng tiếp tục tăng và ngược lại, cổ

phiếu đang giảm có xu hướng tiếp tục giảm. Có thể tính TSSL bình quân tháng của

cổ phiếu trong khoảng thời gian 1 năm hoặc 6 tháng hoặc 3 tháng trước (không tính

tháng liền kề nên chỉ tính TSSL bình quân 11 tháng hoặc 5 tháng hoặc 2 tháng

trước) để xây dựng nhân tố. Trong bài này, tác giả sử dụng TSSL bình quân tháng

trong một năm trước.

- Nhóm S: là nhóm cổ phiếu quy mô nhỏ, bao gồm các cổ phiếu có quy mô

thấp hơn quy mô trung vị.

- Nhóm B: là nhóm cổ phiếu quy mô lớn, bao gồm các cổ phiếu có quy mô

bằng hoặc cao hơn quy mô trung vị.

- Nhóm H: là nhóm cổ phiếu giá trị, bao gồm các cổ phiếu có tỷ lệ BE/ME

bằng hoặc cao hơn tỷ lệ BE/ME trung vị.

- Nhóm L: là nhóm cổ phiếu tăng trưởng, bao gồm các cổ phiếu có tỷ lệ

BE/ME thấp hơn tỷ lệ BE/ME trung vị.

- Nhóm U: là nhóm cổ phiếu có TSSL một năm trước cao, bao gồm các cổ

phiếu có TSSL một năm trước cao hơn trung vị TSSL một năm trước.

- Nhóm D: là nhóm cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp, bao gồm các cổ

phiếu có TSSL một năm trước thấp hơn trung vị TSSL một năm trước.

- Danh mục SHU: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: S, H, U.

- Danh mục SHD: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: S, H, D.

- Danh mục SLU: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: S, L, U.

- Danh mục SLD: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: S, L, D.

- Danh mục BHU: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: B, H, U.

- Danh mục BHD: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: B, H, D.

- Danh mục BLU: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: B, L, U.

- Danh mục BLD: bao gồm các công ty thuộc ba nhóm: B, L, D.

Như vậy, tám danh mục này sẽ được tái cơ cấu hàng năm vào ngày 30/6 dựa

trên đặc trưng quy mô, tỷ lệ BE/ME, trong đó đặc trưng quy mô được phân loại tại

ngày 30/6 năm t, đặc trưng BE/ME được phân loại tại ngày 31/12 năm t-1, đặc

trưng xu hướng được phân loại hàng tháng, do đó TSSL bình quân 11 tháng trước

sẽ được tính trượt bắt đầu từ 30/06/2005.

Bảng 3.1 Số lượng công ty, quy mô trung bình tại 30/6 năm t, BE/ME trung bình tại

31/12 năm t-1 của 8 danh mục.

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU

BHD

BLU

BLD

Số công ty niêm yết (đầu năm)

2005

38.67

58.72

64.27

59.64

62.46

65.37

69.69

79.69

2.87

2.51

2.42

2.34

2.42

2.46

2.29

2.07

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

2006

205.66

198.84

287.60

268.98

312.90

359.56

381.10

2.41

2.32

2.11

1.98

2.19

1.84

1.76

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

2007

906.24

282.63 1105.61 1077.67 1191.63 1191.63

1535.44

1395.04

1.22

1.34

0.84

1.05

0.83

0.86

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

103

124

2008

515.88

312.58

706.16

671.13

790.87

807.59

834.16

867.40

0.75

0.74

0.62

0.68

0.69

0.58

0.55

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

2009

110

117

130

120

123

126

116

157

448.09

646.78

783.12

771.29

845.25

827.74

888.42

885.80

2.34

2.24

2.00

1.88

2.14

2.12

1.87

1.84

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

2010

138

140

166

160

161

163

142

143

203

936.89

728.98 1316.84 1368.05 1407.97 1392.84

1578.23

1563.74

1.14

1.15

0.98

1.06

0.93

0.91

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

2011

227

207

232

228

224

230

208

225

286

1090.23

373.95 1148.61 1165.35 1248.23 1213.88

1336.11

1244.99

1.15

1.21

1.05

1.06

1.14

1.00

1.02

ME TB (tỷ đồng) BE/ME TB (lần)

Nguồn: Tác giả tính toán

- Số lượng công ty niêm yết trên sàn HOSE tăng nhanh trong năm 2007, hơn

gấp 3 lần so với năm 2006. Số lượng công ty niêm yết ở những năm sau đều gấp 1.3

lần so với năm trước.

- Năm 2007 là năm đạt vùng điểm cao nhất của TTCK Việt Nam. Chốt tại

30/06, chỉ số VN-Index cao hơn gấp 2 lần so với các năm khác, do đó tuy số lượng

công ty trong mỗi danh mục năm 2007 ít hơn những năm khác nhưng giá trị vốn

hóa trung bình cao hơn.

3.3.2 Xây dựng các biến số cho mô hình.

- Biến phụ thuộc: là TSSL vượt trội của danh mục cổ phiếu (tám danh mục

SHU, SHD, SLU, SLD, BHU, BHD, BLU, BLD) được tính bằng hiệu số Rpt - Rft,

trong đó Rpt là TSSLcủa danh mục, Rft là TSSL phi rủi ro. TSSL của danh mục là

bình quân giản đơn các TSSL của các cổ phiếu trong danh mục và được tính theo

tháng từ tháng 7 năm t đến tháng 6 năm t+1. Do đó, TSSL của từng cổ phiếu cũng

được tính theo tháng với công thức :Rp = (Pt – Pt-1) / Pt-1

- Biến độc lập gồm 4 nhân tố:

+ Nhân tố thị trường (Rm – Rf): tác giả lấy TSSL vượt trội của danh mục thị

trường làm đại diện cho nhân tố thị trường, tính bằng hiệu số Rmt – Rft, trong đó Rmt

là TSSL của danh mục thị trường. Tác giả chọn chỉ số VN-Index đại diện cho danh

mục thị trường. Công thức tính:

Rm = (VN-Indext – VN-Indext-1)/ VN-Indext-1

+ Nhân tố quy mô (SMB): Nhân tố SMB mô phỏng cho nhân tố rủi ro liên

quan đến quy mô công ty. TSSL của SMB là chênh lệch giữa TSSL trung bình bốn

danh mục quy mô nhỏ (SHU, SHD, SLU, SLD) và TSSL trung bình bốn danh mục

quy mô lớn (BHU, BHD, BLU, BLD). Công thức tính:

SMB = (SHU+SHD+SLU+SLD)/4 – (BHU+BHD+BLU+BLD)/4

+ Nhân tố giá trị (HML): Nhân tố HML mô phỏng cho nhân tố rủi ro liên quan

đến tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường của công ty BE/ME. TSSL của HML

là chênh lệch giữa TSSL trung bình bốn danh mục cổ phiếu giá trị (SHU, SHD,

BHU, BHD) và TSSL trung bình bốn danh mục cổ phiếu tăng trưởng (SLU, SLD,

BLU, BLD). Công thức tính:

HML = (SHU+SHD+BHU+BHD)/4 – (SLU+SLD+BLU+BLD)/4

+ Nhân tố xu hướng (UMD): Nhân tố này mô phỏng cho nhân tố rủi ro liên

quan đến TSSL quá khứ. TSSL của UMD là chênh lệch giữa TSSL trung bình của

bốn danh mục cổ phiếu có TSSL một năm trước cao (SHU, SLU, BHU, BLU) và

TSSL trung bình của bốn danh mục cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp (SHD,

SLD, BHD, BLD). Công thức:

UMD = (SHU+SLU+BHU+BLU)/4- (SHD+SLD+BHD+BLD)/4

Bốn nhân tố này được tính TSSL theo tháng.

4. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Các kiểm định:

Vì dữ liệu các biến giải thích là chuỗi dữ liệu theo thời gian nên cần kiểm định

tính dừng của chuỗi dữ liệu: tác giả sử dụng Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root

Test).

Khi chuỗi dữ liệu các biến giải thích đảm bảo có tính dừng, tác giả tiến hành

chạy hồi quy bằng Eview sử dụng phương pháp OLS (Ordinary least square – Bình

phương bé nhất thông thường) để ước lượng các hệ số hồi quy. Kiểm định ý nghĩa

thống kê của các hệ số hồi quy, tác giả sử dụng p-value. Đánh giá mức độ phù hợp của mô hình, tác giả sử dụng R2 điều chỉnh.

Theo phương pháp OLS, tác giả cần kiểm định các giả thiết quan trọng của

phương pháp này để đảm bảo các kiểm định về ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi

quy và các đánh giá về mức độ phù hợp của mô hình là đáng tin cậy. Các giả định

này bao gồm: (1) phần dư có phân phối chuẩn bằng thống kê JB của Jarque-Berra,

(2) các phần dư không có tự tương quan bằng kiểm định Durbin-Watson (DW), (3)

phương sai phần dư không đổi bằng kiểm định White, (4) không có đa cộng tuyến

giữa các biến độc lập dựa vào hệ số tương quan và kiểm định VIF.

4.2 Kết quả kiểm định

Thống kê mô tả các biến

Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến độc lập

RM_RF SMB HML UMD

Mean 0.00584 0.00108 0.00164 -0.00061

Median -0.00612 0.00026 0.00129 0.00023

Maximum 0.37742 0.03714 0.03328 0.01516

Minimum -0.24784 -0.02939 -0.01585 -0.02756

Std. Dev. 0.12212 0.00965 0.00653 0.00682

Skewness 0.40258 0.18992 1.54561 -1.20446

Kurtosis 3.32910 6.45028 9.50574 6.10906

Jarque-Bera 2.64801 42.17058 181.5808 54.14211

Probability 0.26607 0.000000 0.000000 0.000000

Sum 0.49044 0.090376 0.13742 -0.05155

Sum Sq. Dev. 1.23772 0.00773 0.00354 0.00386

84 Observations 84 84 84

Nguồn: Eview

Nhận xét: TSSL vượt trội trung bình của nhân tố Rm-Rf cao nhất so với 3

nhân tố còn lại, đồng thời độ lệch chuẩn cũng cao nhất cho thấy rủi ro khá cao của

TTCK Việt Nam. Độ lệch chuẩn của nhân tố HML và UMD đều gần bằng 0.7%

nhưng TSSL của nhân tố HML cao hơn của nhân tố UMD (0.16% với -0.061%).

TSSL vượt trội của thị trường và các danh mục nhân tố thấp là do TTCK Việt Nam

bắt đầu giai đoạn giảm điểm mạnh từ tháng 11/2007 - 02/2009, sau đó là đi ngang

trong giai đoạn nghiên cứu, số lượng cổ phiếu có TSSL dương và âm gần tương

đồng nhau, đồng thời tác giả không sử dụng trọng số giá trị khi tính TSSL trung

bình nên dẫn tới các TSSL này thấp.

Bảng 4.2 Bảng thống kê mô tả biến phụ thuộc

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU

BHD

BLU

BLD

Mean

0.01248 0.01257 0.0111 0.01112 0.01128 0.01213 0.00903 0.00955

Median

-0.00777 -0.01386 -0.01029 -0.00625 -0.00924 -0.01022 -0.00814 -0.01953

Maximum

0.38768 0.37021 0.37638 0.36060 0.37089 0.37620 0.37659 0.36287

Minimum

-0.23555 -0.24480 -0.23724 -0.23822 -0.24039 -0.23506 -0.24356 -0.23522

Std. Dev.

0.13184 0.13456 0.13021 0.13155 0.13129 0.13280 0.12930 0.13164

Skewness

0.54328 0.55428 0.53623 0.514600 0.52820 0.52961 0.52123 0.51272

Kurtosis

3.16168 3.10079 3.20753 3.07661 3.15527 3.10666 3.30588 3.05770

Jarque-Bera

4.22365 4.33670 4.17634 3.72792 3.99038 3.96668 4.13083 3.69203

Probability

0.12102 0.11437 0.12391 0.15506 0.13599 0.13761 0.12677 0.15787

Sum

1.04867 1.05556 0.93811 0.93407 0.94764 1.01864 0.75815 0.80212

Sum Sq. Dev. 1.44269 1.50281 1.40712 1.43625 1.43068 1.46373 1.38772 1.43837

Observations

Nguồn: Eview

Nhận xét: TSSL trung bình khá tương đồng nhau trong sáu danh mục đầu, chỉ

có hai danh mục quy mô lớn và BE/ME thấp (BLU, BLD) thì có TSSL thấp hơn so

với sáu danh mục kia. Tuy nhiên, độ lệch chuẩn của cả tám danh mục đều bằng

nhau.

Kiểm định tính dừng của các biến độc lập

Bảng 4.3 Kiểm định tính dừng của các biến độc lập dùng kiểm định Unit Root Test

Biến t-Statistic

Rm – Rf -6.22141

SMB -7.77667

HML -7.65022

UMD -10.4929

Mức ý nghĩa t-Statistic

1% -3.51126

5% -2.89677

10% -2.58562

Nguồn: Eview

Nhận xét: Trị tuyệt đối của giá trị thống kê t tính toán của bốn biến đều lớn

hơn giá trị t tra bảng ở mức ý nghĩa 5% nên các biến độc lập đều có tính dừng.

Kết quả hồi quy của 8 danh mục

 Danh mục SHU

Bảng 4.4 Kết quả hồi quy danh mục SHU

Dependent Variable: RP_RF_SHU

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 21:34

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.000535 0.004326 0.123609 0.9019

RM_RF 1.017228 0.037830 26.88930 0.0000

SMB 2.821551 0.639818 4.409928 0.0000

HML 1.543947 0.887012 1.740615 0.0856

UMD -0.731224 0.681119 -1.073562 0.2863

R-squared 0.919562 Mean dependent var 0.012484

Adjusted R-squared 0.915489 S.D. dependent var 0.131838

S.E. of regression 0.038326 Akaike info criterion -3.627676

Sum squared resid 0.116044 Schwarz criterion -3.482985

Log likelihood 157.3624 Hannan-Quinn criter. -3.569511

F-statistic 225.7797 Durbin-Watson stat 2.060595

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục SHD

Bảng 4.5 Kết quả hồi quy danh mục SHD

Dependent Variable: RP_RF_SHD

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:28

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.000349 0.004320 -0.080821 0.9358 C

RM_RF 1.013970 0.037777 26.84089 0.0000

2.995426 0.638919 4.688272 0.0000 SMB

1.542946 0.885766 1.741934 0.0854 HML

-2.033994 0.680163 -2.990452 0.0037 UMD

R-squared 0.922999 Mean dependent var 0.012566

Adjusted R-squared 0.919100 S.D. dependent var 0.134559

S.E. of regression 0.038273 Akaike info criterion -3.630488

Sum squared resid 0.115718 Schwarz criterion -3.485796

Log likelihood 157.4805 Hannan-Quinn criter. -3.572323

F-statistic 236.7392 Durbin-Watson stat 2.076073

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục SLU

Bảng 4.6 Kết quả hồi quy danh mục SLU

Dependent Variable: RP_RF_SLU

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:44

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.000225 0.004209 0.053510 0.9575

RM_RF 1.012813 0.036810 27.51476 0.0000

SMB 2.778380 0.622560 4.462830 0.0000

HML 0.892123 0.863087 1.033643 0.3045

UMD -0.946254 0.662748 -1.427775 0.1573

R-squared 0.921919 Mean dependent var 0.011168

Adjusted R-squared 0.917966 S.D. dependent var 0.130205

S.E. of regression 0.037293 Akaike info criterion -3.682363

Sum squared resid 0.109869 Schwarz criterion -3.537672

Log likelihood 159.6592 Hannan-Quinn criter. -3.624198

F-statistic 233.1938 Durbin-Watson stat 2.107079

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục SLD

Bảng 4.7 Kết quả hồi quy danh mục SLD

Dependent Variable: RP_RF_SLD

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:54

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-8.24E-05 0.004310 -0.019119 0.9848 C

RM_RF 1.013992 0.037693 26.90135 0.0000

3.109001 0.637497 4.876887 0.0000 SMB

0.624573 0.883795 0.706695 0.4818 HML

-1.491612 0.678649 -2.197915 0.0309 UMD

R-squared 0.919789 Mean dependent var 0.011120

Adjusted R-squared 0.915727 S.D. dependent var 0.131546

S.E. of regression 0.038187 Akaike info criterion -3.634944

Sum squared resid 0.115204 Schwarz criterion -3.490253

Log likelihood 157.6677 Hannan-Quinn criter. -3.576779

F-statistic 226.4743 Durbin-Watson stat 2.117140

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục BHU

Bảng 4.8 Kết quả hồi quy danh mục BHU

Dependent Variable: RP_RF_BHU

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:57

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.000255 0.004247 -0.060103 0.9522 C

RM_RF 1.010622 0.037139 27.21205 0.0000

2.000586 0.628124 3.185019 0.0021 SMB

1.747907 0.870800 2.007243 0.0481 HML

-1.017095 0.668670 -1.521071 0.1322 UMD

R-squared 0.921827 Mean dependent var 0.011281

Adjusted R-squared 0.917868 S.D. dependent var 0.131290

S.E. of regression 0.037626 Akaike info criterion -3.664569

Sum squared resid 0.111841 Schwarz criterion -3.519878

Log likelihood 158.9119 Hannan-Quinn criter. -3.606404

F-statistic 232.8932 Durbin-Watson stat 2.137609

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục BHD

Bảng 4.9 Kết quả hồi quy danh mục BHD

Dependent Variable: RP_RF_BHD

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:01

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 0.000398 0.004274 0.093143 0.9260

RM_RF06 1.016183 0.037375 27.18910 0.0000

SMB06 1.886795 0.632113 2.984900 0.0038

HML06 1.768790 0.876331 2.018404 0.0469

UMD06 -1.420771 0.672918 -2.111360 0.0379

R-squared 0.922618 Mean dependent var 0.012127

Adjusted R-squared 0.918700 S.D. dependent var 0.132798

S.E. of regression 0.037865 Akaike info criterion -3.651905

Sum squared resid 0.113266 Schwarz criterion -3.507214

Log likelihood 158.3800 Hannan-Quinn criter. -3.593741

F-statistic 235.4777 Durbin-Watson stat 2.089334

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục BLU

Bảng 4.10 Kết quả hồi quy danh mục BLU

Dependent Variable: RP_RF_BLU

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:04

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.000176 0.004391 -0.040149 0.9681 C

RM_RF 1.017340 0.038399 26.49366 0.0000

2.103841 0.649444 3.239449 0.0018 SMB

0.419613 0.900358 0.466051 0.6425 HML

-0.508511 0.691367 -0.735515 0.4642 UMD

R-squared 0.913842 Mean dependent var 0.009026

Adjusted R-squared 0.909480 S.D. dependent var 0.129304

S.E. of regression 0.038903 Akaike info criterion -3.597809

Sum squared resid 0.119562 Schwarz criterion -3.453118

Log likelihood 156.1080 Hannan-Quinn criter. -3.539645

F-statistic 209.4809 Durbin-Watson stat 2.055939

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

 Danh mục BLD

Bảng 4.11 Kết quả hồi quy danh mục BLD

Dependent Variable: RP_RF_BLD

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:11

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.000333 0.004165 -0.079990 0.9364 C

RM_RF 1.019885 0.036427 27.99799 0.0000

1.424774 0.616087 2.312620 0.0233 SMB

0.896021 0.854113 1.049067 0.2973 HML

-1.513372 0.655856 -2.307474 0.0236 UMD

R-squared 0.925196 Mean dependent var 0.009549

Adjusted R-squared 0.921409 S.D. dependent var 0.131643

S.E. of regression 0.036905 Akaike info criterion -3.703268

Sum squared resid 0.107596 Schwarz criterion -3.558576

Log likelihood 160.5372 Hannan-Quinn criter. -3.645103

F-statistic 244.2738 Durbin-Watson stat 1.957217

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

Bảng 4.12 Tổng hợp kết quả hồi quy (hàng trên), giá trị P-value (hàng dưới) của kiểm định t các hệ số hồi quy, R2 điều chỉnhvà P-value của kiểm định F của tám

P-

Rm-Rf

SMB

HML

UMD

value

điều chỉnh

của F

SHU

0.00054 1.01723

2.82155 1.54395**

-0.73122

0.91549

(0.902)

(0.000)

(0.086)

(0.286)

SHD

-0.00035 1.01397

2.99543 1.54295**

-2.03399

0.91910

(0.936)

(0.000)

(0.085)

(0.004)

SLU

0.00022 1.01281

2.77838

0.89212

-0.94625

0.91800

(0.958)

(0.000)

(0.305)

(0.157)

SLD

-8.24E-05 1.01399

3.10900

0.62457

-1.49161*

0.91573

(0.985)

(0.000)

(0.482)

(0.031)

BHU

-0.00026 1.01062

2.00059 1.74791**

-1.01780

0.91787

(0.952)

(0.000)

(0.002)

(0.048)

(0.132)

BHD

0.00039 1.01618

1.88678 1.76879**

-1.42077*

0.91870

(0.926)

(0.000)

(0.004)

(0.047)

(0.038)

BLU

-0.00018 1.01734

2.10384

0.41961

-0.50851

0.90948

(0.968)

(0.000)

(0.002)

(0.643)

(0.464)

BLD

-0.00033 1.01989 1.42477*

0.89602

-1.51337*

0.92141

(0.936)

(0.000)

(0.023)

(0.297)

(0.024)

danh mục

(*) mức ý nghĩa 5%, (**) mức ý nghĩa 10%.

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả chạy hồi quy.

Mức độ phù hợp của mô hình: R2 điều chỉnh của các danh mục đều từ 90-

92%, cho thấy mức độ phù hợp của mô hình Carhart cao, khả năng giải thích của

các biến độc lập trên 90% thay đổi của TSSL vượt trội của chứng khoán. P-value

của giá trị F ở các danh mục đều nhỏ hơn 1% hoặc 5% cho thấy mô hình phù hợp

với dữ liệu.

Các nhân tố Carhart trong bài của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008) cũng đều cho thấy khả năng giải thích cao, R2 điều chỉnh đạt từ 69% (danh mục

SLU) đến 93% (danh mục BLU).

Ý nghĩa thống kê của các nhân tố:

- Nhân tố thị trường có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục cổ phiếu với

mức ý nghĩa 5%. Kết quả này giống với kết quả của Manuel Ammann và Michael

Steiner (2008).

- Nhân tố quy mô cũng có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục cổ phiếu với

mức ý nghĩa 5%. Kết quả của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008) cho thấy

nhân tố quy mô chỉ có ý nghĩa thống kê ở các danh mục cổ phiếu có quy mô nhỏ.

- Nhân tố HML không có ý nghĩa thống kê ở bốn danh mục cổ phiếu tăng

trưởng (SLU, SLD, BLU, BLD), ở các danh mục cổ phiếu giá trị đều có ý nghĩa

thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Như vậy, nhân tố HML không giải thích được TSSL

của những cổ phiếu có BE/ME thấp. Kết quả này giống với kết quả của Manuel

Ammann và Michael Steiner (2008).

- Nhân tố UMD cũng không có ý nghĩa thống kê ở các danh mục cổ phiếu có

TSSL 1 năm trước đó cao (SHU, SLU, BHU, BLU), các danh mục còn lại đều có ý

nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, nhân tố xu hướng không giải thích

được TSSL của những cổ phiếu có TSSL 1 năm trước đó cao, tức không có hiệu

ứng xu thế ở những cổ phiếu này. Ngược với kết quả của Manuel Ammann và

Michael Steiner (2008), nhân tố xu hướng đều có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh

mục.

Nhân tố HML và UMD không có ý nghĩa thống kê ở những danh mục kể trên

có thể do xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Hiện tượng đa

cộng tuyến sẽ được tác giả kiểm định trong phần tiếp theo.

Quan hệ giữa TSSL vƣợt trội của chứng khoán và các nhân tố:

- Các hệ số hồi quy của nhân tố SMB đều dương ở tất cả các danh mục, như

vậy giả thuyết của tác giả chỉ khớp một phần là TSSL vượt trội của cổ phiếu có

quan hệ cùng chiều với các cổ phiếu có quy mô nhỏ. Kết quả này của tác giả giống

với kết quả của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008). Ngoài ra, kết quả này

cũng phù hợp với kết quả của Fama-French (1993), Carhart (1997); Jean-Francois

L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc Suret(2003); Roger Otten, Dennis Bams

(2003); Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela Christidis (2011); TS. Phan Đình

Nguyên và Hà Minh Phước (2012). Hệ số độ dốc của nhân tố SMB của bốn danh

mục quy mô nhỏ (SHU, SHD, SLU, SLD) cao hơn của bốn danh mục quy mô lớn

(BHU, BHD, BLU, BLD) cho thấy nếu đầu tư vào những cổ phiếu có quy mô nhỏ

sẽ cho TSSL cao hơn khi đầu tư vào cổ phiếu có quy mô lớn.

- Xét những danh mục cổ phiếu giá trị, các hệ số độ dốc của nhân tố HML đều

dương. Giả thuyết của tác giả đúng với kết quả này là TSSL vượt trội của chứng

khoán có quan hệ cùng chiều với các cổ phiếu giá trị. Kết quả này phù hợp với kết

quả của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008), cũng như của Fama-French

(1993), Stattman,1980; Rosenberg, Reid, và Lanstein, 1985; Jean-Francois L’Her,

Tarek Masmoudi, Jean-Marc Suret, 2003; Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela

Christidis, 2011; TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước; Đinh Thị Liễu, 2011.

Hệ số độ dốc nhân tố HML của bốn danh mục có BE/ME cao thì cao hơn của bốn

danh mục có BE/ME thấp, nghĩa là nếu đầu tư vào những cổ phiếu có BE/ME cao

sẽ cho TSSL cao hơn khi đầu tư vào cổ phiếu có BE/ME thấp.

- Xét những danh mục cổ phiếu có hiệu ứng xu hướng trong kết quả của tác

giả là danh mục cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp, các hệ số độ dốc của nhân

tố xu hướng đều âm, nghĩa là nếu bán những chứng khoán có TSSL một năm trước

thấp thì sẽ thua lỗ do cổ phiếu đảo chiều và tăng trở lại. Do đó, chiến lược đầu tư

theo kết quả này là mua những cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp sẽ đạt được

TSSL dương. Giả thuyết của tác giả đúng với kết quả là TSSL vượt trội của chứng

khoán có quan hệ nghịch chiều với các cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp. Kết

quả của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008) cho thấy TSSL danh mục cổ

phiếu có TSSL 1 năm trước cao cùng chiều với nhân tố xu hướng, và TSSL danh

mục cổ phiếu có TSSL 1 năm trước thấp thì ngược chiều với nhân tố xu hướng. Kết

quả của tác giả giống với kết quả của Alan Gregory, Rajesh Tharyan và Angela

Christidis, 2011; Mona Al-Mwalla, 2012; TS. Phan Đình Nguyên và Hà Minh

Phước.

Kiểm định phần dƣ

(1) Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn

 Danh mục SHU

Hình 4.1 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SHU

Nguồn: Eview

 Danh mục SHD

Hình 4.2 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SHD

Nguồn: Eview

 Danh mục SLU

Hình 4.3 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SLU

Nguồn: Eview

 Danh mục SLD

Hình 4.4 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục SLD

Nguồn: Eview

 Danh mục BHU

Hình 4.5 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BHU

Nguồn: Eview

 Danh mục BHD

Hình 4.6 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BHD

Nguồn: Eview

 Danh mục BLU

Hình 4.7 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BLU

Nguồn: Eview

 Danh mục BLD

Hình 4.8 Đồ thị phân phối phần dư của danh mục BLD

Nguồn: Eview

Nhận xét: P-value của kiểm định Jarque-Bera ở các danh mục đều lớn hơn

0.05 nên kết luận phần dư của các danh mục đều có phân phối chuẩn ở mức ý nghĩa

5%.

Bảng 4.13 Kiểm định tính độc lập của phần dư (các phần dư không có tự tương

quan)

Kiểm định

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU BHD

BLU BLD

Durbin-Watson

2.0606 2.0761 2.1071 2.1171 2.1376 2.0893 2.0559 1.9572

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Nhận xét: Giá trị D của thống kê DW đều xấp xỉ 2 nên kết luận phần dư của

các danh mục đều không có tự tương quan.

(2) Kiểm định phương sai phần dư không đổi

Bảng 4.14 Kiểm định phương sai của các phần dư không đổi

Kiểm định

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU BHD BLU

BLD

White

0.5085 0.5808 0.4714 0.5463 0.5467 0.4721 0.5830 0.3377

P-value

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Nhận xét: P-value của giá trị F ở các danh mục đều lớn hơn 0.05 nên kết luận

phần dư của các danh mục có phương sai không đổi.

Kiểm định đa cộng tuyến giữa các biến độc lập

Bảng 4.15 Hệ số tương quan giữa các biến độc lập

Rm_Rf SMB HML UMD

Rm_Rf 1.00000

SMB -0.18391 1.00000

HML 0.09244 0.65262 1.00000

UMD -0.17584 -0.34671 -0.26264 1.00000

Nguồn: Eview

Nhận xét: Ta thấy trị tuyệt đối của các hệ số tương quan giữa các biến độc lập

đều ở mức thấp, hầu hết đều nhỏ hơn 0.4, chỉ có hệ số |rSMB HML| = 0.6 nên có thể kết

luận không có đa cộng tuyến giữa các biến độc lập.

Tác giả sử dụng VIF (thừa số phóng đại phương sai) để kiểm định đa cộng

tuyến. Tác giả lần lượt hồi quy từng biến độc lập theo các biến độc lập còn lại. Sau

đó, tính VIF theo công thức:

VIF =

j là giá trị hệ số xác định trong hàm hồi quy của biến giải thích thứ j theo k-

1 biến giải thích còn lại

Bảng 4.16 Kết quả hồi quy biến RMRF theo biến SMB, HML, UMD.

Dependent Variable: RM_RF

Method: Least Squares

Date: 08/27/13 Time: 08:35

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.000948 0.012784 -0.074153 0.9411

SMB -6.378567 1.751283 -3.642224 0.0005

HML 6.612558 2.515067 2.629177 0.0103

UMD -4.613648 1.945769 -2.371118 0.0201

R-squared 0.170730 Mean dependent var 0.005839

Adjusted R-squared 0.139632 S.D. dependent var 0.122116

S.E. of regression 0.113270 Akaike info criterion -1.471639

Sum squared resid 1.026406 Schwarz criterion -1.355886

Log likelihood 65.80882 Hannan-Quinn criter. -1.425107

F-statistic 5.490123 Durbin-Watson stat 1.551066

Prob(F-statistic) 0.001759

Nguồn: Eview

Bảng 4.17 Kết quả hồi quy biến SMB theo biến RMRF, HML, UMD.

Dependent Variable: SMB

Method: Least Squares

Date: 08/27/13 Time: 08:47

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

-0.000489 0.000754 -0.648524 0.5185 C

RM_RF -0.022299 0.006122 -3.642224 0.0005

0.911794 0.116758 7.809234 0.0000 HML

-0.331395 0.113107 -2.929936 0.0044 UMD

R-squared 0.535880 Mean dependent var 0.001076

Adjusted R-squared 0.518475 S.D. dependent var 0.009651

S.E. of regression 0.006697 Akaike info criterion -7.127790

Sum squared resid 0.003588 Schwarz criterion -7.012037

Log likelihood 303.3672 Hannan-Quinn criter. -7.081258

F-statistic 30.78969 Durbin-Watson stat 2.037288

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

Bảng 4.18 Kết quả hồi quy biến HML theo biến RMRF, SMB, UMD.

Dependent Variable: HML

Method: Least Squares

Date: 08/27/13 Time: 08:54

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

0.001067 0.000532 2.005516 0.0483 C

RM_RF 0.012028 0.004575 2.629177 0.0103

0.474406 0.060749 7.809234 0.0000 SMB

0.019043 0.085825 0.221884 0.8250 UMD

R-squared 0.472956 Mean dependent var 0.001636

Adjusted R-squared 0.453192 S.D. dependent var 0.006533

S.E. of regression 0.004831 Akaike info criterion -7.781141

Sum squared resid 0.001867 Schwarz criterion -7.665387

Log likelihood 330.8079 Hannan-Quinn criter. -7.734609

F-statistic 23.92996 Durbin-Watson stat 1.974938

Prob(F-statistic) 0.000000

Nguồn: Eview

Bảng 4.19 Kết quả hồi quy biến UMD theo biến RMRF, SMB, HML.

Dependent Variable: UMD

Method: Least Squares

Date: 08/27/13 Time: 08:51

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.000269 0.000709 -0.378839 0.7058

RM_RF -0.014232 0.006002 -2.371118 0.0201

SMB -0.292424 0.099805 -2.929936 0.0044

HML 0.032296 0.145555 0.221884 0.8250

R-squared 0.180128 Mean dependent var -0.000614

Adjusted R-squared 0.149382 S.D. dependent var 0.006821

S.E. of regression 0.006291 Akaike info criterion -7.252898

Sum squared resid 0.003166 Schwarz criterion -7.137145

Log likelihood 308.6217 Hannan-Quinn criter. -7.206366

F-statistic 5.858721 Durbin-Watson stat 2.361984

Prob(F-statistic) 0.001142

Nguồn: Eview

Bảng 4.20 Giá trị VIF của bốn biến độc lập

Nhân tố RMRF SMB HML UMD

VIF 1.20588 2.154615 1.897375 1.219703

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Nhận xét: giá trị VIF của các nhân tố đều nhỏ hơn 5 chứng tỏ không có đa

cộng tuyến giữa các biến độc lập.

Kết luận về kiểm định phần dƣ: Các giả thiết quan trọng của phương pháp

OLS đều không bị vi phạm. Do đó, việc đánh giá mức độ phù hợp của mô hình và

kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy là đáng tin cậy.

Biến UMD không có ý nghĩa thống kê trong các danh mục cổ phiếu có TSSL

năm trước cao và biến BTM không có ý nghĩa thống kê trong các danh mục có

BE/ME thấp, theo tác giả là do các nhân tố này có yếu tố hành vi, đặc biệt là nhân

tố xu hướng. Những thị trường chứng khoán mới nổi như TTCK Việt Nam với cơ

chế quản lý chưa chặt chẽ, nghiêm ngặt dẫn đến hiện tượng thao túng giá cổ phiếu

để đẩy giá cổ phiếu lên cao, cùng với tâm lý đám đông của các nhà đầu tư càng làm

giá cổ phiếu tăng mạnh mẽ, bất chấp các tình hình tài chính cơ bản của cổ phiếu tốt

hay xấu. Xu hướng tăng của cổ phiếu được duy trì không phải do mua những cổ

phiếu có TSSL trước đó cao hay đang có tình hình tài chính tốt mà do cổ phiếu đó

đang được làm giá. Các vụ thao túng giá cổ phiếu nổi bật trong những năm qua:

DVD, DHT, VIC, AAA, HTV, MKV, VTV, HCT, AMV, SHI, HCC, CLG, HLG…

(năm 2010 và năm 2011), SCR, VCG, SBS,… (năm 2012). Và gần nhất trong năm

2013 như LUT, GTT, DDM, PTC,…

Phần bù rủi ro nhân tố

Bảng 4.21 Phần bù rủi ro các nhân tố

Rm-Rf SMB HML UMD Danh mục

SHU 0.00594 0.00304 0.00253 0.00045

SHD 0.00592 0.00322 0.00252 0.00125

SLU 0.00591 0.00299 0.00146 0.00058

SLD 0.00592 0.00335 0.00102 0.00092

BHU 0.00590 0.00215 0.00286 0.00068

BHD 0.00593 0.00203 0.00289 0.00087

BLU 0.00594 0.00226 0.00069 0.00031

BLD 0.00596 0.00153 0.00147 0.00093

Nguồn: Tác giả tính toán

Phần bù được tính theo công thức: TSSL vượt trội trung bình nhân tố * hệ số

hồi quy tương ứng.

Phần bù rủi ro của các nhân tố đều dương, trong đó phần bù rủi ro thị trường

lớn nhất so với phần bù rủi ro các nhân tố còn lại. Kết quả này giống kết quả của

Manuel Ammann và Michael Steiner (2008). Tuy nhiên, kết quả của Manuel

Ammann và Michael Steiner (2008) còn cho thấy phần bù rủi ro của nhân tố thị

trường và nhân tố xu hướng dương lớn, cách biệt so với phần bù nhân tố quy mô và

nhân tố giá trị, cụ thể phần bù rủi ro của nhân tố thị trường, quy mô, giá trị, xu

hướng lần lượt là 7.06%, 0.73%, 0.80%, 6.44%.

Phần bù rủi ro quy mô ở các cổ phiếu có quy mô nhỏ, phần bù rủi ro giá trị của

các cổ phiếu có BE/ME cao, phần bù rủi ro xu hướng của các cổ phiếu có TSSL 1

năm trước thấp thì lớn hơn tương ứng với phần bù rủi ro quy mô ở các cổ phiếu có

quy mô lớn, phần bù rủi ro giá trị của các cổ phiếu có BE/ME thấp, phần bù rủi ro

xu hướng của các cổ phiếu có TSSL 1 năm trước cao.

5. KẾT LUẬN

Tác giả kiểm định mô hình của Carhart trên sàn HOSE dựa theo Manuel

Ammann và Michael Steiner (2008) để xây dựng các nhân tố với điểm chung sau:

mỗi đặc trưng quy mô, giá trị, xu hướng đều được chia thành hai nhóm, trong đó

quy mô là nhóm S và B, giá trị là nhóm H và L, xu hướng là nhóm U và D. Tám

danh mục được hình thành từ sự kết hợp của 6 nhóm này. Điểm khác biệt của bài

này so với bài của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008) trong cách xây dựng

các danh mục ở chỗ: (1) tác giả không sử dụng trọng số giá trị để tính TSSL trung

bình của các danh mục; (2) tác giả tái cân bằng danh mục mới hàng năm mà không

tái cân bằng danh mục mỗi tháng, mỗi quý, mỗi 6 tháng. Và kết quả của bài nghiên

cứu này:

- Mô hình Carhart cho thấy khả năng giải thích của bốn nhân tố cao, trên 90%

sự thay đổi TSSL vượt trội của chứng khoán trên sàn HOSE.

- TSSL vượt trội của chứng khoán có quan hệ cùng chiều với nhân tố thị

trường, quy mô, giá trị và quan hệ ngược chiều với nhân tố xu hướng. Nhân tố giá

trị chỉ có ý nghĩa thống kê đối với các danh mục cổ phiếu giá trị, nhân tố xu hướng

chỉ có ý nghĩa thống kê với các danh mục cổ phiếu có TSSL một năm trước thấp.

Do đó, chiến lược đầu tư là mua những cổ phiếu giá trị, hoặc những cổ phiếu có

TSSL một năm trước thấp.

- Nhân tố thị trường ảnh hưởng nhiều nhất tới TSSL vượt trội của chứng

khoán, kế đến là nhân tố quy mô và nhân tố giá trị.

So với bài của Manuel Ammann và Michael Steiner (2008), tác giả không thực

hiện các kiểm định sau:

- Tác giả kiểm định mô hình bốn nhân tố của Carhart sử dụng mẫu đầy đủ bao

gồm các công ty quy mô lớn và quy mô nhỏ mà không kiểm định trên mẫu chỉ gồm

công ty quy mô lớn hoặc mẫu chỉ gồm công ty quy mô nhỏ.

- Tác giả không kiểm định ảnh hưởng của tháng Giêng, ảnh hưởng của những

số liệu bất thường đối với phần bù rủi ro các nhân tố.

Tuy nhiên, các phương pháp xây dựng nhân tố của Manuel Ammann và

Michael Steiner (2008) như thay đổi thời gian tái cân bằng danh mục, sự loại trừ

chứng khoán có vốn hóa nhỏ, áp dụng trọng số bằng nhau khi tính TSSL trung bình

các danh mục, và sự loại trừ số liệu bất thường ảnh hưởng không đáng kể tới phần

bù rủi ro các nhân tố trên TTCK Thụy Sỹ. Điều này mở ra hướng nghiên cứu tiếp

theo của bài này trên TTCK Việt Nam.

Tóm lại, ngoài những hạn chế của bài này là những sự khác biệt đã phân tích

trên, những hạn chế khác của bài này cũng cần được kiểm tra trong bài tiếp theo

như:

- Tác giả không kiểm tra mô hình Carhart trên sàn HNX

- Tác giả không dùng TSSL quá khứ là 6 tháng hay 3 tháng để phân loại danh

mục cho đặc trưng xu hướng.

Để nâng cao hiệu quả đầu tư chứng khoán, trên cơ sở kết quả nghiên cứu của

bài này, tác giả có đề xuất một số giải pháp đối với cơ quan ban ngành như đẩy

mạnh quá trình cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước, tăng tỷ lệ sở hữu của nhà đầu

tư ngoại ở một số lĩnh vực cho phép, tăng tính minh bạch về thông tin của các

doanh nghiệp bằng cách đưa ra các biện pháp xử phạt vi phạm công bố thông tin

thích đáng, cải thiện hệ thống giao dịch rút ngắn thời gian thanh toán, ngăn chặn

hoạt động thao túng giá cổ phiếu cũng như xử lý nghiêm các hoạt động này. Các

nhà đầu tư nên lựa chọn cổ phiếu có cơ bản tốt cùng với chiến lược đầu tư thích hợp

mang tính trung hạn hoặc dài hạn, hạn chế lướt sóng.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

1. Phan Thị Bích Nguyệt (2006), Đầu tư tài chính. NXB Thống kê, TPHCM.

2. Phan Đình Nguyên và Hà Minh Đức (2012), “Các yếu tố ảnh hưởng đến

TSSL của cổ phiếu niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM”. Công nghệ ngân

hàng (78), tr. 51-55.

Tiếng Anh

3. Alan Gregory, Rajesh Tharyan and Angela Christidis (2011), Constructing

and Testing Alternative Versions of the Fama-French and Carhart Model in the UK.

4. Craig Heatter, Charles Gabriel, Yi Wang (2004), A Four-Factor

Performance Attribution Model for Equity Portfolios.

5. Eugene F.Fama and Kenneth R.French (2011), Size, Value, and Momentum

in International Stock Returns.

6. Jean-Francois L’Her, Tarek Masmoudi, Jean-Marc Suret (2003), Evidence

to support the four-factor pricing model from the Canadian stock market.

7. Mark M. Carhart (1997), On persistence in Mutual Fund Performance.

8. Manuel Ammann và Michael Steiner (2012), Risk Factors for the Swiss

Stock Market.

9. Mona Al-Mwalla (2012), Can book to market, size, momemtum be extra

risk factors that explain the stocks rate of return?: emerging market.

10. Roger Otten, Dennis Bams (2003), How to measure mutual fund

performance: economic versus statistical relevance.

11. Sabine Artmann, Philipp Finter and Alexander Kempf (2011),

Determinants of Expected Stock Returns: Large Sample Evidence from the German

Market.

12. Sanjay Sehgal and Manoj Jhanwar (2007), Short-term persistence in

mutual funds performance: evidence from India.

- 1 -

PHỤ LỤC

Null Hypothesis: RM_RF has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-6.221419

0.0000

Test critical values: 1% level

-3.511262

5% level

-2.896779

10% level

-2.585626

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(RM_RF)

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 21:50

Sample (adjusted): 2005M08 2012M06

Included observations: 83 after adjustments

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

RM_RF(-1)

-0.646897

0.103979

-6.221419

0.0000

0.003878

0.012709

0.305101

0.7611

R-squared

0.323343 Mean dependent var

-0.000129

Adjusted R-squared 0.314989 S.D. dependent var

0.139718

S.E. of regression

0.115638 Akaike info criterion -1.452894

Sum squared resid

1.083153 Schwarz criterion

-1.394609

Log likelihood

62.29511 Hannan-Quinn criter. -1.429479

F-statistic

38.70606 Durbin-Watson stat

1.934026

Prob(F-statistic)

0.000000

Kiểm định nghiệm đơn vị của các biến độc lập

Null Hypothesis: SMB has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-7.776668

0.0000

Test critical values: 1% level

-3.511262

5% level

-2.896779

10% level

-2.585626

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(SMB)

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 21:51

Sample (adjusted): 2005M08 2012M06

Included observations: 83 after adjustments

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

SMB(-1)

-0.853590

0.109763

-7.776668

0.0000

0.000858

0.001066

0.805076

0.4231

R-squared

0.427467 Mean dependent var

-7.57E-05

Adjusted R-squared 0.420399 S.D. dependent var

0.012675

S.E. of regression

0.009650 Akaike info criterion -6.419962

Sum squared resid

0.007543 Schwarz criterion

-6.361677

Log likelihood

268.4284 Hannan-Quinn criter. -6.396546

F-statistic

60.47657 Durbin-Watson stat

1.949159

Prob(F-statistic)

0.000000

- 2 -

Null Hypothesis: HML has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-7.650219

0.0000

Test critical values: 1% level

-3.511262

5% level

-2.896779

10% level

-2.585626

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(HML)

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 21:46

Sample (adjusted): 2005M08 2012M06

Included observations: 83 after adjustments

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

HML(-1)

-0.837199

0.109435

-7.650219

0.0000

0.001302

0.000737

1.766795

0.0810

R-squared

0.419462 Mean dependent var

-0.000105

Adjusted R-squared 0.412295 S.D. dependent var

0.008480

S.E. of regression

0.006501 Akaike info criterion -7.209950

Sum squared resid

0.003423 Schwarz criterion

-7.151665

Log likelihood

301.2129 Hannan-Quinn criter. -7.186534

F-statistic

58.52585 Durbin-Watson stat

2.023478

Prob(F-statistic)

0.000000

- 3 -

Null Hypothesis: UMD has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=11)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-10.49291

0.0001

Test critical values: 1% level

-3.511262

5% level

-2.896779

10% level

-2.585626

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(UMD)

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 21:51

Sample (adjusted): 2005M08 2012M06

Included observations: 83 after adjustments

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

UMD(-1)

-1.152992

0.109883

-10.49291

0.0000

-0.000764

0.000751

-1.016954

0.3122

R-squared

0.576141 Mean dependent var

7.59E-06

Adjusted R-squared 0.570908 S.D. dependent var

0.010396

S.E. of regression

0.006810 Akaike info criterion -7.117144

Sum squared resid

0.003756 Schwarz criterion

-7.058859

Log likelihood

297.3615 Hannan-Quinn criter. -7.093729

F-statistic

110.1012 Durbin-Watson stat

1.988360

Prob(F-statistic)

0.000000

- 4 -

- 5 -

Kiểm định White

Danh mục SHU

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.832532 Prob. F(4,79)

0.5085

Obs*R-squared

3.397670 Prob. Chi-Square(4)

0.4936

Scaled explained SS 3.879830 Prob. Chi-Square(4)

0.4225

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:08

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001200

0.000320

3.749348

0.0003

RM_RF^2

0.018286

0.012482

1.465022

0.1469

SMB^2

-0.134039

1.932120

-0.069374

0.9449

HML^2

-0.219526

2.929178

-0.074945

0.9404

UMD^2

-1.439584

2.357145

-0.610732

0.5431

R-squared

0.040448 Mean dependent var

0.001381

Adjusted R-squared -0.008136 S.D. dependent var

0.002233

S.E. of regression

0.002242 Akaike info criterion -9.304980

Sum squared resid

0.000397 Schwarz criterion

-9.160288

Log likelihood

395.8091 Hannan-Quinn criter. -9.246815

F-statistic

0.832532 Durbin-Watson stat

2.025888

Prob(F-statistic)

0.508498

Danh mục SHD

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.719937 Prob. F(4,79)

0.5808

Obs*R-squared

2.954318 Prob. Chi-Square(4)

0.5655

Scaled explained SS 3.260630 Prob. Chi-Square(4)

0.5152

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:37

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001160

0.000315

3.686394

0.0004

RM_RF^2

0.018072

0.012270

1.472849

0.1448

SMB^2

-0.239781

1.899374

-0.126242

0.8999

HML^2

0.004634

2.879535

0.001609

0.9987

UMD^2

-0.592963

2.317196

-0.255897

0.7987

R-squared

0.035170 Mean dependent var

0.001378

Adjusted R-squared -0.013682 S.D. dependent var

0.002189

S.E. of regression

0.002204 Akaike info criterion -9.339166

Sum squared resid

0.000384 Schwarz criterion

-9.194474

Log likelihood

397.2450 Hannan-Quinn criter. -9.281001

F-statistic

0.719937 Durbin-Watson stat

2.019562

Prob(F-statistic)

0.580841

- 6 -

Danh mục SLU

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.894473 Prob. F(4,79)

0.4714

Obs*R-squared

3.639510 Prob. Chi-Square(4)

0.4570

Scaled explained SS 4.224975 Prob. Chi-Square(4)

0.3764

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:45

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001103

0.000305

3.613804

0.0005

RM_RF^2

0.018925

0.011897

1.590681

0.1157

SMB^2

-0.312386

1.841646

-0.169623

0.8657

HML^2

-0.357365

2.792017

-0.127995

0.8985

UMD^2

-0.632061

2.246769

-0.281320

0.7792

R-squared

0.043327 Mean dependent var

0.001308

Adjusted R-squared -0.005112 S.D. dependent var

0.002132

S.E. of regression

0.002137 Akaike info criterion -9.400895

Sum squared resid

0.000361 Schwarz criterion

-9.256204

Log likelihood

399.8376 Hannan-Quinn criter. -9.342730

F-statistic

0.894473 Durbin-Watson stat

2.015896

Prob(F-statistic)

0.471356

- 7 -

Danh mục SLD

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.772512 Prob. F(4,79)

0.5463

Obs*R-squared

3.161943 Prob. Chi-Square(4)

0.5311

Scaled explained SS 3.315623 Prob. Chi-Square(4)

0.5065

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:55

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001201

0.000305

3.938057

0.0002

RM_RF^2

0.016165

0.011892

1.359344

0.1779

SMB^2

0.060465

1.840778

0.032848

0.9739

HML^2

-0.838837

2.790701

-0.300583

0.7645

UMD^2

-0.788961

2.245710

-0.351319

0.7263

R-squared

0.037642 Mean dependent var

0.001371

Adjusted R-squared -0.011085 S.D. dependent var

0.002125

S.E. of regression

0.002136 Akaike info criterion -9.401838

Sum squared resid

0.000361 Schwarz criterion

-9.257147

Log likelihood

399.8772 Hannan-Quinn criter. -9.343673

F-statistic

0.772512 Durbin-Watson stat

1.969201

Prob(F-statistic)

0.546320

- 8 -

Danh mục BHU

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.771883 Prob. F(4,79)

0.5467

Obs*R-squared

3.159464 Prob. Chi-Square(4)

0.5315

Scaled explained SS 3.421379 Prob. Chi-Square(4)

0.4899

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 22:58

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001138

0.000301

3.782225

0.0003

RM_RF^2

0.016438

0.011732

1.401125

0.1651

SMB^2

0.035826

1.816061

0.019727

0.9843

HML^2

-0.760217

2.753229

-0.276118

0.7832

UMD^2

-0.406432

2.215556

-0.183445

0.8549

R-squared

0.037613 Mean dependent var

0.001331

Adjusted R-squared -0.011116 S.D. dependent var

0.002096

S.E. of regression

0.002108 Akaike info criterion -9.428875

Sum squared resid

0.000351 Schwarz criterion

-9.284183

Log likelihood

401.0127 Hannan-Quinn criter. -9.370710

F-statistic

0.771883 Durbin-Watson stat

2.010181

Prob(F-statistic)

0.546726

- 9 -

Danh mục BHD

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.893254 Prob. F(4,79)

0.4721

Obs*R-squared

3.634762 Prob. Chi-Square(4)

0.4577

Scaled explained SS 4.093732 Prob. Chi-Square(4)

0.3935

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:02

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001170

0.000310

3.776117

0.0003

RM_RF^2

0.018321

0.012081

1.516470

0.1334

SMB^2

-0.216664

1.870155

-0.115854

0.9081

HML^2

-0.549893

2.835238

-0.193950

0.8467

UMD^2

-1.026838

2.281550

-0.450062

0.6539

R-squared

0.043271 Mean dependent var

0.001348

Adjusted R-squared -0.005171 S.D. dependent var

0.002165

S.E. of regression

0.002170 Akaike info criterion -9.370172

Sum squared resid

0.000372 Schwarz criterion

-9.225481

Log likelihood

398.5472 Hannan-Quinn criter. -9.312007

F-statistic

0.893254 Durbin-Watson stat

1.979806

Prob(F-statistic)

0.472069

- 10 -

Danh mục BLU

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

0.716681 Prob. F(4,79)

0.5830

Obs*R-squared

2.941425 Prob. Chi-Square(4)

0.5677

Scaled explained SS 3.127636 Prob. Chi-Square(4)

0.5367

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:05

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.001233

0.000319

3.863662

0.0002

RM_RF^2

0.017673

0.012445

1.420151

0.1595

SMB^2

-0.215688

1.926389

-0.111965

0.9111

HML^2

-0.087643

2.920491

-0.030010

0.9761

UMD^2

-1.014732

2.350154

-0.431772

0.6671

R-squared

0.035017 Mean dependent var

0.001423

Adjusted R-squared -0.013843 S.D. dependent var

0.002220

S.E. of regression

0.002236 Akaike info criterion -9.310920

Sum squared resid

0.000395 Schwarz criterion

-9.166229

Log likelihood

396.0586 Hannan-Quinn criter. -9.252755

F-statistic

0.716681 Durbin-Watson stat

1.988932

Prob(F-statistic)

0.583018

- 11 -

Danh mục BLD

Heteroskedasticity Test: White

F-statistic

1.153783 Prob. F(4,79)

0.3377

Obs*R-squared

4.636374 Prob. Chi-Square(4)

0.3267

Scaled explained SS 4.939496 Prob. Chi-Square(4)

0.2936

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 08/26/13 Time: 23:17

Sample: 2005M07 2012M06

Included observations: 84

Variable

Coefficient Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.000973

0.000285

3.420871

0.0010

RM_RF^2

0.015102

0.011092

1.361487

0.1772

SMB^2

-0.609470

1.717031

-0.354956

0.7236

HML^2

-0.178660

2.603095

-0.068634

0.9455

UMD^2

3.221017

2.094742

1.537668

0.1281

R-squared

0.055195 Mean dependent var

0.001281

Adjusted R-squared 0.007357 S.D. dependent var

0.002000

S.E. of regression

0.001993 Akaike info criterion -9.541021

Sum squared resid

0.000314 Schwarz criterion

-9.396330

Log likelihood

405.7229 Hannan-Quinn criter. -9.482856

F-statistic

1.153783 Durbin-Watson stat

2.129695

Prob(F-statistic)

0.337654

- 12 -

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Kiểm định mô hình định giá tài sản bốn nhân tố của Carhart trên Sàn giao dịch chứng khoán TPHCM

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

TRỊNH THỊ THU HOA

NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN

BỐN NHÂN TỐ CỦA CARHART

TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TPHCM

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

TRỊNH THỊ THU HOA

NGHIÊN CỨU MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN

BỐN NHÂN TỐ CỦA CARHART

TRÊN SÀN GIAO DỊCH CHỨNG KHOÁN TPHCM

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

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC ĐỒ THỊ

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU

BHD

BLU

BLD

Số công ty niêm yết (đầu năm)

Kiểm định

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU BHD

BLU BLD

Durbin-Watson

Kiểm định

SHU

SHD

SLU

SLD

BHU BHD BLU

BLD

White

P-value

Kiểm định White

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok