BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH
NGUYỄN HOÀI PHONG
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ SUẤT SINH
LỢI CỔ PHIẾU 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
TS. NGUYỄN THỊ UYÊN UYÊN
TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc sĩ kinh tế với đề tài “Các nhân tố tác động đến tỷ
suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam” là công trình
nghiên cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn của TS. Nguyễn Thị Uyên Uyên.
Các số liệu, kết quả trong luận văn là trung thực và chưa từng được ai công bố trong
bất kỳ công trình nào khác. Tôi sẽ chịu trách nhiệm về nội dung tôi đã trình bày
trong luận văn này.
TP.HCM, ngày tháng năm 2013
Tác giả
Nguyễn Hoài Phong
MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC BẢNG
TÓM TẮT
CHƯƠNG 1 – GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI .............................................................. 1
1.1. Lý do chọn đề tài ............................................................................................... 1
1.2. Mục tiêu nghiên cứu .......................................................................................... 1
1.3. Phương pháp nghiên cứu .................................................................................. 2
1.4. Ý nghĩa của đề tài .............................................................................................. 2
1.5. Kết cấu của đề tài .............................................................................................. 3
CHƯƠNG 2 – CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ............................................. 4
2.1. Các nghiên cứu trên thế giới ............................................................................ 4
2.2. Các nghiên cứu ở Việt Nam ............................................................................ 12
CHƯƠNG 3 – PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ............................................... 15
3.1. Mô hình nghiên cứu ........................................................................................ 15
3.2. Phương pháp thu thập và xử lý dữ liệu ......................................................... 16
3.2.1. Phương pháp thu thập dữ liệu ........................................................................ 16
3.2.2. Phương pháp xử lý dữ liệu ............................................................................. 17
3.3. Giả thiết nghiên cứu ........................................................................................ 22
3.4. Phương pháp ước lượng ................................................................................. 22
CHƯƠNG 4 – TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ................. 24
4.1. Thống kê mô tả ................................................................................................ 24
4.1.1. Tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư ...................................................... 24
4.1.2. Các biến trong mô hình .................................................................................. 27
4.1.3. Tương quan giữa các biến độc lập ................................................................. 28
4.2. Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu ........................................................... 28
4.3. Kết quả hồi quy mô hình ba nhân tố ............................................................. 29
4.3.1. Mô hình ba nhân tố ........................................................................................ 29
4.3.2. Kết quả hồi quy .............................................................................................. 32
4.3.3. Kiểm định kết quả hồi quy ............................................................................. 33
4.3.4. Khắc phục vi phạm giả thiết OLS .................................................................. 37
4.3.5. Tổng kết mô hình ba nhân tố ......................................................................... 38
4.4. Kết quả hồi quy mô hình bốn nhân tố ........................................................... 39
4.4.1. Mô hình bốn nhân tố ...................................................................................... 39
4.4.2. Kết quả hồi quy .............................................................................................. 43
4.4.3. Kiểm định kết quả hồi quy ............................................................................. 45
4.4.4. Khắc phục vi phạm giả thiết OLS .................................................................. 50
4.4.5. Tổng kết mô hình bốn nhân tố ....................................................................... 52
4.5. Kết quả hồi quy mô hình năm nhân tố .......................................................... 53
4.5.1. Mô hình năm nhân tố ..................................................................................... 53
4.5.2. Kết quả hồi quy .............................................................................................. 58
4.5.3. Kiểm định kết quả hồi quy ............................................................................. 61
4.5.4. Khắc phục vi phạm giả thiết OLS .................................................................. 67
4.5.5. Tổng kết mô hình năm nhân tố ...................................................................... 70
CHƯƠNG 5 – KẾT LUẬN .................................................................................... 72
5.1. Kết luận về kết quả nghiên cứu ..................................................................... 72
5.2. Hạn chế của đề tài ........................................................................................... 73 TÀI LIỆU THAM KHẢO
DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi của 14 danh mục đầu tư ................ 24
Bảng 4.2: Bảng thống kê mô tả các biến trong mô hình .......................................... 27
Bảng 4.3: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập .............................................. 28
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ...................................... 29
Bảng 4.5: Hệ số hồi quy mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục được sắp xếp theo quy
mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường ......................................... 32
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hệ số hồi quy mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu tư
được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường .... 33
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu
tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường 35
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu
tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường 36
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường ....................................................................................................................... 37
Bảng 4.10: Hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 6 danh mục đầu tư được sắp xếp
theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường .......................... 43
Bảng 4.11: Hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 4 danh mục đầu tư được sắp xếp
theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước .................................................. 44
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước .................................................................................... 45
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước .................................................................................... 47
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước .................................................................................... 48
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình bốn nhân tố ở 10 danh
mục đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường và tỷ suất sinh lợi năm trước ........................................................................ 49
Bảng 4.16: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 6 danh mục đầu tư sắp xếp theo
quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. ................................. 58
Bảng 4.17: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 4 danh mục đầu tư sắp xếp theo
quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước .......................................................... 59
Bảng 4.18: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 4 danh mục đầu tư sắp xếp theo
quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch ............................................................. 60
Bảng 4.19: Kết quả kiểm định hệ số hồi qua mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư. ....................................................................................................................... 61
Bảng 4.20: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư ........................................................................................................................ 64
Bảng 4.21: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư ........................................................................................................................ 65
Bảng 4.22: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư ........................................................................................................................ 67
TÓM TẮT
Định giá cổ phiếu có vai trò rất quan trọng đối với các nhà đầu tư khi tham gia thị
trường trường chứng khoán để thực hiện mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận. Do đó, các
nhà đầu tư cần phải có công cụ để định giá thông qua các nhân tố tác động đến giá
cổ phiếu. Mục tiêu nghiên cứu của bài luận văn này tập trung nghiên cứu tác động
của năm nhân tố gồm thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường, xu hướng và thanh khoản tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị
trường chứng khoán Việt Nam. Tác giả thu thập mẫu dữ liệu gồm 103 công ty niêm
yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh trong thời gian từ 07/2008 đến
06/2013. Tác giả sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất OLS với dữ
liệu chuỗi thời gian để chạy hồi quy.
Sau khi thực hiện chạy hồi quy, tác giả nhận thấy nhân tố thị trường, quy mô công
ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng và thanh khoản có tác động
đến tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư. Ngoài nhân tố thị trường tác động đến tỷ
suất sinh lợi tất cả các danh mục, các nhân tố khác chỉ có tác động và có ý nghĩa
thống kê ở một số danh mục trong tổng số 14 danh mục được xây dựng từ quy mô
công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, tỷ suất sinh lợi năm trước và tỷ lệ
doanh số giao dịch. Kết quả có những điểm phù hợp những cũng có những điểm
khác biệt so với nghiên cứu trước đây ở các quốc gia khác.
Từ khóa: Fama – French, xu hướng, thanh khoản.
- 1 -
CHƯƠNG 1
GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI
1.1. Lý do chọn đề tài
Thị trường chứng khoán có vai trò vô cùng quan trọng đối với nền kinh tế ở các
quốc gia. Sự biến động của thị trường luôn được sự quan tâm của các bên tham gia
thị trường như Nhà nước, các công ty niêm yết, các nhà môi giới, các nhà đầu tư cá
nhân và tổ chức.
Đối với các nhà đầu tư, việc định giá chứng khoán là mối quan tâm hàng đầu. Vì
khi định giá chứng khoán đúng, các nhà đầu tư sẽ làm gia tăng giá trị đầu tư thông
qua các giao dịch mua bán trên thị trường. Định giá không chỉ đơn thuần là xem xét
chứng khoán có giá bao nhiêu mà còn xem xét đến các nhân tố tác động đến biến
động giá của chứng khoán. Định giá cũng đồng nghĩa với việc dự báo giá. Về mặt lý
thuyết, nếu chúng ta có thể hiểu được các nhân tố tác động tới biến động giá thì
cũng đồng nghĩa với việc chúng ta có thể dự báo được giá trong tương lai bằng cách
dự báo các nhân tố.
Hiện nay, ở Việt Nam, thị trường trái phiếu còn chưa phát triển, số lượng trái phiếu
niêm yết chưa nhiều và đa dạng, chủ yếu là các trái phiếu do Chính phủ và các
doanh nghiệp nhà nước phát hành, giao dịch không sôi động bằng thị trường cổ
phiếu. Do đó, tác giả chỉ giới hạn phạm vi nghiên cứu trên thị trường cổ phiếu được
niêm yết. Vì vậy, tác giả tiến hành nghiên cứu “Các nhân tố tác động đến tỷ suất
sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.
1.2. Mục tiêu và vấn đề nghiên cứu
Mục tiêu của bài nghiên cứu này là xem xét tác động của các nhân tố đến tỷ suất
sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam, tập trung vào năm
nhân tố: rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường,
xu hướng và thanh khoản.
- 2 -
Để thực hiện mục tiêu nghiên cứu trên, bài nghiên cứu sẽ tập trung giải quyết các
vấn đề sau:
Đầu tiên, tác giả nghiên cứu tác động của ba nhân tố gồm rủi ro thị trường, quy mô
công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
như mô hình Fama - French.
Sau đó, tác giả thêm nhân tố xu hướng được hình thành dựa trên tỷ suất sinh lợi
trong quá khứ vào mô hình để xem xét tác động của bốn nhân tố trong mô hình đến
tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
Cuối cùng, tác giả tiếp tục thêm nhân tố thanh khoản vào mô hình để xem xét tác
động của năm nhân tố trong mô hình đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
1.3. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng các nghiên cứu trước đây để làm cơ sở cho việc xác định
các nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt
Nam.
Dữ liệu để chạy mô hình hồi quy sử dụng trong bài nghiên cứu này được thu thập từ
báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố
Hồ Chí Minh. Dữ liệu về giá giao dịch cổ phiếu của các công ty được thu thập từ
website www.cophieu68.vn.
Tác giả sử dụng các phương pháp phân tích tương quan, phân tích hồi quy tuyến
tính theo phương pháp bình phương bé nhất OLS với dữ liệu chuỗi thời gian để tiến
hành chạy mô hình hồi quy và đưa ra kết quả.
Tác giả sử dụng phần mềm Microsoft Excel 2013 để tính toán các dữ liệu và lọc các
dữ liệu cần thiết. Sau đó, tác giả sử dụng phần mềm STATA để phân tích dữ liệu và
chạy mô hình hồi quy.
1.4. Ý nghĩa của đề tài
- 3 -
Bài nghiên cứu này cung cấp bằng chứng thực nghiệm về tác động của các nhân tố
rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu
hướng và thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi trên thị trường cổ phiếu Việt Nam, các
nhân tố này đã được nghiên cứu nhiều trên thế giới.
Từ những bằng chứng này, nhà đầu tư có được công cụ để thực hiện định giá cổ
phiếu cũng như dự báo giá cổ phiếu trong tương lai, giúp họ lập ra những chiến
lược đầu tư đúng đắn nhằm mục tiêu tối đa hóa lợi nhuận.
1.5. Kết cấu của đề tài
Ngoài phần tóm tắt, danh mục bảng, tài liệu tham khảo, đề tài gồm 5 chương, bao
gồm:
Chương 1: Giới thiệu về đề tài. Trong chương này, tác giả cho thấy sự cần thiết của
việc nghiên cứu đề tài, mục tiêu, phương pháp nghiên cứu, ý nghĩa và kết cấu của
đề tài.
Chương 2: Các nghiên cứu trước đây. Trong chương này, tác giả tóm tắt các
nghiên cứu trước đây về các nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu. Ở chương này, tác giả trình bày mô hình,
phương pháp và nguồn dữ liệu để thực hiện nghiên cứu cũng như mô tả các biến sử
dụng trong bài nghiên cứu. Các nội dung được trình bày ở chương này làm cơ sở
cho các phân tích tiếp theo ở Chương 4.
Chương 4: Nghiên cứu tác động của các nhân tố đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên
thị trường chứng khoán Việt Nam. Trong chương này, tác giả đưa ra kết quả và
phân tích kết quả về tác động của các nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ
lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng và thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi
cổ phiếu.
Chương 5: Kết luận. Ở chương này, tác giả tổng kết lại vấn đề nghiên cứu và các
hạn chế của bài nghiên cứu.
- 4 -
CHƯƠNG 2
CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1. Các nghiên cứu trên thế giới
Trên thế giới đã có nhiều công trình nghiên cứu về định giá tài sản, các nhân tố tác
động đến biến động của giá tài sản. Từ đó, chúng ta có thể dự báo được giá tài sản
trong tương lai và ra quyết định đầu tư.
Đầu tiên phải kể đến là mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) giải thích mối quan
hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tài sản. Năm 1964, CAPM được William
Sharp phát triển dựa trên ý tưởng không phải tất cả rủi ro đều ảnh hưởng đến giá tài
sản và có loại rủi ro có thể được đa dạng hóa và giảm thiểu bằng cách đưa một tài
sản vào danh mục đầu tư.
CAPM phân tích rủi ro của một danh mục đầu tư bằng rủi ro hệ thống và rủi ro
không hệ thống. Rủi ro hệ thống là rủi ro thuộc về thị trường, không có nhà đầu tư
nào có thể tránh khỏi cho dù đã đa dạng hoá được danh mục đầu tư, rủi ro không hệ
thống là rủi ro có thể đa dạng hoá được, có thể được loại bỏ hoàn toàn.
Theo CAPM , tỷ suất sinh lợi của một chứng khoán sẽ bằng tỷ suất sinh lợi phi rủi
ro cộng beta chứng khoán nhân với chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ
suất sinh lợi phi rủi ro.
Phương trình của rủi ro và tỷ suất sinh lợi:
R = Rf + β * (Rm - Rf)
Trong đó:
R: tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư.
Rf: tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Rm: tỷ suất sinh lợi của danh mục toàn thị trường.
β: hệ số góc của phương trình hồi quy.
- 5 -
CAPM cho rằng hệ số Beta là thước đo rủi ro có liên quan đối với việc đầu tư, và vì
vậy, có tồn tại tương quan thuận chiều giữa Beta và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng. Mặt
khác, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng có tương quan thuận chiều và tuyến tính với Beta thị
trường và rủi ro hệ thống. Hệ số Beta này được chấp nhận rộng rãi trong việc giải
thích độ nhạy cảm của tỷ suất sinh lợi tài sản khi thị trường thay đổi.
Kế thừa kết quả nghiên cứu của Sharp (1964), Fama – French cho rằng, rủi ro thị
trường không thể giải thích hoàn toàn sự biến động của tỷ suất sinh lợi. Năm 1993,
Fama French tiến hành một nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy chuỗi thời
gian với dữ liệu trên thị trường chứng khoán Mỹ trong thời gian từ năm 1963 đến
1991. Tác giả nghiên cứu tác động của các nhân tố rủi ro như nhân tố thị trường,
quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, kỳ hạn và rủi ro vỡ nợ
của thị trường trái phiếu đến sự biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và trái phiếu.
Tác giả xây dựng sáu danh mục đầu tư dựa vào giá trị vốn hóa thị trường của cổ
phiếu và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Một là, S/L: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp.
Hai là, S/M: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình.
Ba là, S/H: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường cao.
Bốn là, B/L: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp.
Năm là, B/M: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình.
Sáu là, B/H: danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường cao.
- 6 -
Sau đó, tác giả xây dựng nhân tố SMB để mô phỏng nhân tố rủi ro liên quan đến
quy mô công ty và nhân tố HML để mô phỏng nhân tố rủi ro liên quan đến tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường. Tác giả tiến hành chạy hồi quy tỷ suất sinh lợi của
25 danh mục phân nhóm theo giá trị vốn hóa thị trường và tỷ lệ giá trị sổ sách trên
giá trị thị trường.
Kết quả chạy hồi quy cho thấy mô hình ba nhân tố giải thích tốt nhất sự biến động
của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Mô hình ba nhân tố như sau:
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + εi
Trong đó:
Ri: tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư i.
Rf: tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Rm: tỷ suất sinh lợi của danh mục toàn thị trường.
Hệ số β trong mô hình ba nhân tố - βi cũng tương tự như β truyền thống trong mô
hình CAPM nhưng có giá trị nhỏ hơn, vì có thêm hai nhân tố đã được thêm vào và
mỗi nhân tố này đều có hệ số hồi quy riêng để giải thích phần nào tỷ suất sinh lợi
của danh mục.
SMB là bình quân chênh lệch trong quá khứ của tỷ suất sinh lợi danh mục chứng
khoán công ty có quy mô nhỏ so với danh mục chứng khoán công ty có quy mô lớn.
HML là bình quân chênh lệch trong quá khứ của tỷ suất sinh lợi danh mục chứng
khoán của công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao và công ty có tỷ
lệ này thấp.
βi, si, hi lần lượt là các hệ số hồi quy cho nhân tố phần bù rủi ro cho danh mục
chứng khoán thị trường, nhân tố quy mô - SMB và nhân tố nhân tố giá trị - HML.
Kết quả nghiên cứu của tác giả như sau:
Thứ nhất, trong các nhân tố tiến hành nghiên cứu, ba nhân tố là thị trường, quy mô
công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có tác động mạnh nhất đến sự biến
- 7 -
động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Các nhân tố còn lại đều không có ý nghĩa trong
việc giải thích biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Thứ hai, mối quan hệ giữa quy mô và tỷ suất sinh lợi trung bình là ngược chiều, và
một mối tương quan cùng chiều mạnh hơn của tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường với tỷ suất sinh lợi trung bình. Với cùng một nhóm danh mục tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường (ngoại trừ danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường thấp nhất), tỷ suất sinh lợi giảm khi quy mô tăng, điều này cũng có nghĩa là
hệ số của nhân tố quy mô SMB là dương. Với các danh mục cùng quy mô, tỷ suất
sinh lợi trung bình có xu hướng tăng cùng với tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường, tức hệ số của nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML là dương.
Thứ ba, tỷ suất sinh lợi cao là phần thưởng cho việc chấp nhận một tỷ lệ rủi ro cao.
Fama-French giải thích hệ số của nhân tố quy mô SMB dương là do những doanh
nghiệp có quy mô nhỏ thường chứa đựng rủi ro cao, hoạt động kém hiệu quả hơn,
chi phí đại diện cao hơn, do đó nhà đầu tư đòi hòi một phần bù rủi ro lớn hơn.
Những công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thường rơi vào kiệt
quệ tài chính nhiều hơn, gây rủi ro cho nhà đầu tư, do đó nhà đầu tư được phần bù
giá trị dương.
Kế thừa những kết quả của Fama – French (1993), năm 1997, Carhart đã xây dựng
một nhân tố có liên quan đến tác động của xu hướng dựa trên tỷ suất sinh lợi quá
khứ một năm và đề xuất mô hình bốn nhân tố. Tác giả sử dụng mẫu bao gồm dữ
liệu tháng của tất cả những quỹ tương hỗ từ tháng 01/1962 đến 12/1993 tổng cộng
1892 quỹ và 16.109 năm hoạt động. Mô hình bốn nhân tố bao gồm 3 nhân tố của
Fama French (1993) và thêm một nhân tố nữa là nhân tố xu hướng trong một năm.
Kết quả nghiên cứu như sau:
Thứ nhất, mô hình bốn nhân tố có thể giải thích được biến động tỷ suất sinh lợi ở
những danh mục cổ phiếu được sắp xếp dựa theo tỷ suất sinh lợi trong năm vừa qua.
Hệ số hồi quy của nhân tố xu hướng dương đối với danh mục có tỷ suất sinh lợi
năm trước cao và âm đối với 2 danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp nhất.
- 8 -
Thứ hai, tác giả cho rằng không nên đầu tư vào những quỹ đầu tư có tỷ suất sinh lợi
âm thường xuyên, những quỹ đầu tư có tỷ suất sinh lợi cao năm trước sẽ có tỷ suất
sinh lợi cao hơn tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trung bình, nhưng những năm sau đó thì
chưa chắc.
Cũng vào năm 2007, Lars Petter Lunden đã tiến hành nghiên cứu các nhân tố
trong mô hình Fama – French gồm nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trong khoản thời gian từ 1995 đến năm 2005 ở
thị trường chứng khoán Brazil. Kết quả nghiên cứu cũng tương đồng với kết quả
của Fama – French ở Mỹ. Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu có tương quan nghịch với
quy mô công ty và tương quan thuận với tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Năm 2008, Brighi, Paola, D'Addona, Stefano tiến hành kiểm định tác động của
nhân tố quy mô công ty, nhân tố giá trị và xu hướng đến biến động của tỷ suất sinh
lợi. Tác giả sử dụng dữ liệu từ tháng 01/1986 đến tháng 04/2002 trên thị trường
chứng khoán Italia. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhân tố quy mô công ty có tác
động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và nhân tố giá trị có tác động nhưng ít có ý nghĩa
về mặt thống kê. Ngoài ra, tác giả không tìm thấy sự tác động của nhân tố xu hướng
đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
ELAHI Mirza Nawazish đã tiến hành một nghiên cứu vào năm 2008 về phần bù
quy mô và giá trị ở thị trường cổ phiếu Karachi. Tác giả thu thập dữ liệu từ tháng
01/2003 đến tháng 12/2007 để xem xét tác động của rủi ro thị trường, quy mô công
ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường đến tỷ suất sinh lợi vượt trội của cổ
phiếu. Tác giả cũng phân chia cổ phiếu thành 6 danh mục theo quy mô công ty và tỷ
lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Kết quả cho thấy:
Thứ nhất, hệ số hồi quy của nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có ý nghĩa
ở tất cả 6 danh mục và chiếm ưu thế hơn hai nhân tố còn lại. Hệ số hồi quy của
nhân tố quy mô không có ý nghĩa ở danh mục gồm những công ty lớn có tỷ lệ giá trị
sổ sách trên giá trị thị trường cao.
- 9 -
Thứ hai, hệ số hồi quy SMB là dương đối với danh mục có quy mô nhỏ và âm đối
với danh mục có quy mô lớn. Tương tự, hệ số hồi quy nhân tố HML là âm đối với
danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp và dương đối với danh
mục cổ phiếu có giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao.
Năm 2009, Gilbert V. Nartea, Bert D. Ward và Hadrian G. Djajadikerta đã tiến
hành nghiên cứu tác động của quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường và nhân tố xu hướng ở thị trường chứng khoán New Zealand và so sánh hiệu
quả của mô hình định giá tài sản vốn CAPM, mô hình Fama – French và mô hình
Carhart trong việc giải thích biến động tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Kết quả cho thấy,
nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách và nhân tố xu hướng có tác động đến biến động của tỷ
suất sinh lợi, nhân tố quy mô có tác động nhưng yếu hơn. Mô hình Fama – French
giải thích tốt hơn mô hình CAPM nhưng lại không giải thích được tác động của
nhân tố xu hướng ở thị trường New Zealand.
Cùng năm 2009, Rowland Bismark Fernando Pasaribu đã kiểm định mô hình ba
nhân tố Fama – French với dữ liệu từ năm 2003 đến năm 2006 ở thị trường chứng
khoán Indonesia, cụ thể là tác động của nhân tố quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Tác giả chia cổ
phiếu thành 4 danh mục theo quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường. Kết quả nghiên cứu cho thấy:
Thứ nhất, mô hình ba nhân tố Fama – French có khả năng giải thích biến động tỷ
suất sinh lợi cổ phiếu tốt hơn mô hình định giá tài sản vốn CAPM.
Thứ hai, ở danh mục đầu tư gồm những cổ phiếu nhỏ có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường cao thì các nhân tố trong mô hình Fama – French có ý nghĩa về mặt
thống kê ở mức 5%. Hệ số hồi quy của nhân tố quy mô chỉ có ý nghĩa ở những danh
mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao. Hệ số hồi quy của nhân tố tỷ
lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường chỉ có ý nghĩa ở những danh mục gồm những
công ty có quy mô nhỏ, hay nói cách khác là có tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ
phiếu.
- 10 -
Một nghiên cứu khác của Sabine Artmann, Philipp Finter và Alexander Kempf
vào năm 2011 về tác động của các đặc điểm giá trị công ty như quy mô, giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường, tỷ lệ lãi trên giá, đòn bẩy thị trường, tỷ lệ lãi trên tổng tài
sản và yếu tố xu hướng đến tỷ suất sinh lợi với dữ liệu trong thời gian từ năm 1963
đến 2006 ở thị trường chứng khoán Đức và sử dụng phướng pháp hồi quy Fama –
Macbeth. Kết quả nghiên cứu như sau:
Thứ nhất, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, tỷ lệ lãi trên giá, yếu tố xu
hướng có mối tương quan thuận chiều với tỷ suất sinh lợi trung bình.
Thứ hai, mô hình Fama – French không giải thích tốt sự biến động tỷ suất sinh lợi
trung bình của cổ phiếu ở Đức. Khi thay đổi nhân tố trong mô hình bằng các nhân
tố thị trường, nhân tố lãi trên giá và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thì
mô hình có thể giải thích tốt hơn. Khi thêm vào nhân tố xu hướng thì mức độ giải
thích của mô hình cũng tăng lên.
Tóm lại, nhân tố giá trị và xu hướng là nhân tố chính tác động sự biến động của giá
cổ phiếu ở Đức.
Cũng vào năm 2011, Intan N. Awwaliyah và Zaafri A. Husodo đã tiến hành
kiểm định mô hình bốn nhân tố bao gồm rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường, nhân tố xu hướng và so sánh với mô hình ba nhân
tố của Fama – French. Tác giả thu thập dữ liệu từ tháng 01/1963 đến tháng 12/2010
ở thị trường chứng khoán Mỹ. Sau khi nghiên cứu, tác giả thấy hệ số hồi quy của
bốn nhân tố đều có ý nghĩa, tức là các nhân tố đều tác động đến tỷ suất sinh lợi của
cổ phiếu. Việc thêm nhân tố xu hướng vào mô hình Fama – French giúp cho mô
hình gia tăng khả năng giải thích biến động của tỷ suất sinh lợi. Kết quả này phù
hợp với kết quả nghiên của Carhart (1997).
Năm 2012, Hassan Ghalibaf Asl, Mehdi Karimi & Elham Eghbali nghiên cứu
mối quan hệ giữa nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty, giá trị và thanh khoản
- 11 -
với mẫu bao gồm 68 công ty được chọn trong thời gian từ năm 2004 đến năm 2008
ở thị trường chứng khoán Tehran. Kết quả nghiên cứu cho thấy:
Thứ nhất, cả bốn nhân tố đều có tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Thứ hai, hệ số hồi quy của nhân tố quy mô ở danh mục công ty nhỏ là dương và ở
công ty lớn là âm.
Thứ ba, khi nghiên cứu những danh mục đầu tư riêng biệt, ở danh mục công ty có tỷ
số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thì tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường và tỷ suất sinh lợi của có mối quan hệ đồng biến, trái với kết quả nghiên cứu
của Fama – French (1993).
Thứ tư, ở danh mục công ty nhỏ có tính thanh khoản thấp, số lượng giao dịch cổ
phiếu và tỷ suất sinh lợi có mối quan hệ đồng biến. Ở danh mục những công ty nhỏ
và lớn có tính thanh khoản cao thì số lượng giao dịch cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi có
mối quan hệ nghịch biến.
Cũng trong năm 2012, Glenn Pettengill, George Chang & James Hueng đã tiến
hành nghiên cứu về dự báo tỷ suất sinh lợi rủi ro bằng mô hình ba nhân tố Fama –
French. Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán
và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng
khoán và quy mô công ty là đồng biến.
Năm 2013, Sobhesh K. Agarwalla, Joshy Jacob & Jayanth R. Varma đã tiến
hành nghiên cứu mô hình bốn nhân tố bao gồm rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ
lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và nhân tố xu hướng ở thị trường chứng
khoán Ấn Độ trong thời gian từ năm 1993 đến 2012. Tác giả thu thập số liệu của
các công ty ngoại trừ các công ty có tính thanh khoản thấp. Sau đó, tác giả phân loại
các công ty theo quy mô và điều chỉnh đối với các công ty không còn niêm yết. Kết
quả như sau: tỷ suất sinh lợi trung bình hàng năm của nhân tố xu hướng là 21,2%,
của nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường là 6%, của nhân tố quy mô
công ty là -0,8% và của nhân tố thị trường là 3,5%.
- 12 -
Cùng năm 2013, Ulas UNLU cũng tiến hành nghiên cứu tác động của nhân tố thị
trường, nhân tố quy mô công ty, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, nhân
tố xu hướng và nhân tố thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên thị trường
chứng khoán Istanbul với dữ liệu thu thập từ tháng 07/1992 đến tháng 06/2011. Kết
quả cho thấy:
Thứ nhất, các nhân tố nêu trên đều có ý nghĩa trong tất cả các mô hình ba nhân tố
gồm nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị
thị trường; mô hình bốn nhân tố gồm ba nhân tố trên và nhân tố xu hướng; mô hình
năm nhân tố gồm bốn nhân tố trên và nhân tố thanh khoản.
Thứ hai, những công ty quy mô nhỏ có tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi
còn những công ty quy mô lớn có tương quan nghịch biến với tỷ suất sinh lợi.
Thứ ba, những công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thì có tương
quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi còn những công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên
giá trị thị trường thấp thì có tương quan nghịch biến.
Thứ tư, hệ số hồi quy của nhân tố xu hướng đều âm và hệ số hồi quy của nhân tố
thanh khoản đều dương ở tất cả các danh mục. Điều này cho thấy không có mối liên
hệ giữa nhân tố xu hướng, nhân tố thanh khoản với nhân tố quy mô và nhân tố giá
trị. Kết quả nghiên cứu nhắm đến sự tồn tại nhân tố quy mô và nhân tố giá trị ở thị
trường chứng khoán Istanbul.
2.2. Các nghiên cứu ở Việt Nam
Năm 2011, nhóm sinh viên trường Đại Học Kinh tế TPHCM nghiên sự tác động
của nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường, nhân tố xu hướng, nhân tố đầu tư và nhân tố lợi nhuận trên tổng tài sản đến
tỷ suất sinh lợi với dữ liệu gồm 95 công ty niêm yết tại sở giao dịch chứng khoán
TP. Hồ Chí Minh, Việt Nam trong giai đoan từ tháng 1-2008 đến tháng 12-2010.
Kết quả nghiên cứu như sau:
- 13 -
Thứ nhất, đối với mô hình ba nhân tố Fama – French, nhân tố quy mô có tương
quan nghịch chiều với tỷ suất sinh lợi và nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường có tương quan thuận chiều với tỷ suất sinh lợi.
Thứ hai, đối với mô hình bốn nhân tố Carhart, thêm nhân tố xu hướng vào mô hình
ban nhân tố Fama – French, hệ số nhân tố xu hướng âm trong tất cả các danh mục
xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách và giá trị thị trường. Khi phân loại
danh mục theo quy mô và tỷ suất sinh lợi quá khứ thì hệ số hồi quy của nhân tố xu
hướng là dương đối với danh mục có tỷ suất sinh lợi trong quá khứ cao và âm đối
với danh mục có tỷ suất sinh lợi trong quá khứ thấp.
Cùng năm 2011, Trần Minh Ngọc nghiên cứu tác động của nhân tố thị trường nhân
tố quy mô công ty, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và nhân tố xu hướng
với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn
tháng 01/2004 đến tháng 12/2010. Từ đó, tác giả so sánh mức độ giải thích của mô
hình định giá tài sản vốn CAPM, mô hình ba nhân tố Fama – French và mô hình
bốn nhân tố Carhart. Kết quả nghiên cứu như sau:
Thứ nhất, tỷ suất sinh lợi của danh mục chịu ảnh hưởng mạnh của nhân tố thị
trường, nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và lợi nhuận trong quá khứ trên
thị trường chứng khoán Việt Nam, ảnh hưởng của nhân tố quy mô vốn hóa không
đáng kể.
Thứ hai, mức độ giải thích của mô hình Fama - French cao hơn so với mô hình
CAPM và mô hình Carhart có khả năng giải thích cao hơn so với Fama – French.
Từ các bằng chứng thực nghiệm nêu trên cho thấy, mô hình ba nhân tố Fama -
French được sử dụng phổ biến và rộng rãi trong các nghiên cứu về giải thích biến
động tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán thông qua một loạt các kiểm định
ở các nước khác nhau. Nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty và nhân tố tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường hầu hết có tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ
phiếu, mặc dù tác động của chúng không nhất quán ở các quốc gia khác nhau. Mặt
- 14 -
khác, các nhà nghiên cứu khác cung cấp bằng chứng cho thấy nhân tố thanh khoản,
lợi nhuận quá khứ một năm cũng có tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
- 15 -
CHƯƠNG 3
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Mô hình nghiên cứu
Như đã đề cập ở chương 1, mục tiêu của bài nghiên cứu này là nghiên cứu tác động
của các nhân tố đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu tập trung vào năm nhân tố gồm: rủi
ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng
và thanh khoản. Để thực hiện mục tiêu trên, tác giả thực hiện thành ba giai đoạn:
Mô hình Fama – French đã được chứng minh hiệu quả ở nhiều quốc gia trên thế
giới nên tác giả sử dụng mô hình này đầu tiên để xem xét tác động của ba nhân tố
rủi ro thị nường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường đến
biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Mô hình ba nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + εi
Sau đó, tác giả thêm vào mô hình này nhân tố xu hướng xem nhân tố này có góp
phần để giải thích biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu hay không?
Mô hình bốn nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + wi * WML + εi
Cuối cùng, tác giả tiếp tục thêm nhân tố thanh khoản vào mô hình cũng để xem xét
tác động của nhân tố thanh khoản đến biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Mô hình năm nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + wi * WML + li *
LMH + εi
Trong đó:
Ri: tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư i.
- 16 -
Rf: tỷ suất sinh lợi phi rủi ro.
Rm: tỷ suất sinh lợi của danh mục toàn thị trường.
SMB: nhân tố quy mô công ty.
HML: nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
WML: nhân tố xu hướng
LMH: nhân tố thanh khoản
β: hệ số hồi quy nhân tố thị trường của danh mục đầu tư i.
si: hệ số hồi quy nhân tố quy mô công ty.
hi: hệ số hồi quy nhân tố nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
wi: hệ số hồi quy nhân tố xu hướng.
li: hệ số hồi quy nhân tố thanh khoản.
3.2. Phương pháp thu thập và xử lý dữ liệu
3.2.1. Phương pháp thu thập dữ liệu
Trong bài nghiên cứu này, dữ liệu được tác giả thu thập số liệu của các công ty
niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Công ty được chọn trong
mẫu quan sát là những công ty được niêm yết trước tháng 07/2008 và đến thời điểm
hiện tại chưa bị hủy niêm yết. Đồng thời, theo các nghiên cứu trước, tác giả cũng
loại trừ các công ty thuộc lĩnh vực tài chính ra khỏi mẫu bởi vì chúng thường hoạt
động theo các nguyên tắc riêng. Sau khi lọc dữ liệu, tác giả chỉ giữ lại những công
ty có dữ liệu đầy đủ cho tất cả các biến số mà tác giả nêu ra trong mô hình. Cuối
cùng, mẫu nghiên cứu sau khi lọc gồm có 103 công ty với thời gian nghiên cứu là từ
tháng 7/2008 đến 06/2013.
Các dữ liệu về giá trị sổ sách, số lượng cổ phiếu đang lưu hành và số lượng cổ phiếu
phát hành được thu thập từ các báo cáo tài chính năm và bán niên gồm bảng cân đối
kế toán và bảng thuyết minh báo cáo tài chính của các công ty niêm yết trên Sở giao
dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh www.hsx.vn.
Đối với số liệu về giá thị trường cổ phiếu, số lượng cổ phiếu giao dịch của các công
ty và chỉ số VNIndex trong thời gian nghiên cứu được thu thập từ hệ thống cơ sở dữ
- 17 -
liệu của trang web www.cophieu68.vn trong khoảng thời gian từ tháng 07/2007 đến
tháng 06/2013, do nhân tố xu hướng cần phải thu thập tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
của một năm trước.
Giá cổ phiếu là giá đóng cửa của phiên giao dịch vào ngày đầu tiên và ngày cuối
của mỗi tháng.
Chỉ số VNINDEX được sử dụng để tính tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trường.
Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro là lãi suất của tài sản phi rủi ro. Bài nghiên cứu này sử
dụng lãi suất của trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 năm do Kho Bạc Nhà Nước phát
hành. Lãi suất này là lãi suất trúng thầu của các tháng có đấu thầu loại trái phiếu
chính phủ 5 năm của Kho Bạc Nhà Nước; với những tháng không có đợt đấu thầu
thì giữ nguyên lãi suất của tháng trước. Lãi suất trái phiếu được thu thập từ dữ liệu
của Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội www.hnx.vn.
Số lượng giao dịch là số lượng cổ phiếu được khớp lệnh trong các phiên giao dịch.
3.2.2. Phương pháp xử lý dữ liệu
3.2.2.1. Tính chỉ số đại diện cho các đặc điểm của công ty và tỷ suất sinh lợi
Quy mô công ty = số lượng cổ phiếu đang lưu hành * giá đóng cửa phiên giao dịch
ngày cuối tháng 6 mỗi năm.
3.2.2.2. Tính các biến trong mô hình
Để tính các biến trong mô hình, tác giả thành lập các danh mục đầu tư vào cuối
tháng 6 của mỗi năm t: quy mô công ty được tính vào thời điểm cuối tháng 6 năm t
và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường được tính vào thời điểm cuối năm của
năm t -1.
- 18 -
Các cổ phiếu được chọn được xếp hạng theo quy mô công ty vào ngày 30/06 năm t
và sắp xếp từ thấp đến cao. Chọn ra 50% cổ phiếu trên tổng số cổ phiếu được xếp từ
trên xuống vào nhóm có quy mô nhỏ (S) và phần còn lại thuộc nhóm có quy mô lớn
(B).
Tương tự, các cổ phiếu được chọn hàng năm được xếp hạng theo tỷ lệ giá trị sổ sách
trên giá trị thị trường dựa theo báo cáo tài chính cuối năm t-1 và sắp xếp từ cao đến
thấp. Chọn ra 30% cổ phiếu trên tổng số cổ phiếu được xếp từ dưới lên vào nhóm
có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp (L) và 30% cổ phiếu trên tổng số
cổ phiếu được xếp từ trên xuống vào nhóm có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường cao (H) và phần còn lại vào nhóm có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường trung bình (M).
Từ đó, tác giả tạo thành 6 danh mục từ 2 nhóm theo quy mô công ty và 3 nhóm theo
tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường là S/L, S/M, S/H, B/L, B/M, B/H.
STT Danh mục Diễn giải
1 S/L Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp
2 S/M Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình
3 S/H Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao
4 B/L Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp
5 B/M Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình
6 B/H Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao
- 19 -
Để tính nhân tố xu hướng, các cổ phiếu được sắp xếp vào cuối tháng 6 năm t dựa
vào tỷ suất sinh lợi 11 tháng của chúng trong khoản thời gian từ tháng j -12 và
tháng j -2. Những cổ phiếu được chia thanh hai nhóm theo quy mô (50% cổ phiếu
vào danh mục có quy mô nhỏ S và 50% cổ phiếu vào danh mục có quy mô lớn) và
cổ phiếu được chia thành 3 nhóm dựa theo tỷ suất sinh lợi của 11 tháng trước (30%
cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao nhất vào danh mục WMomentum, 30% cổ phiếu có tỷ
suất sinh lợi thấp nhất vào danh mục LMomentum và các cổ phiếu còn lại xếp vào danh
mục có tỷ suất sinh lợi trung bình MMomentum).
STT Danh mục Diễn giải
1 S/ WMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước cao
2 S/ MMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước trung bình
3 S/ LMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp
4 B/ WMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước cao
5 B/ MMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước trung bình
6 B/ LMomentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp
Tiếp theo, nhân tố trong mô hình năm nhân tố là nhân tố thanh khoản. Tỷ lệ doanh
số giao dịch được sử dụng để đại diện cho nhân tố này. Tỷ lệ doanh số giao dịch
bằng số lượng giao dịch hàng tháng chia cho số lượng cổ phiếu phát hành. Sáu danh
mục cũng được lập ra để tính nhân tố thanh khoản. Những cổ phiếu được chia thành
hai nhóm theo quy mô (50% cổ phiếu vào danh mục có quy mô nhỏ S và 50% cổ
- 20 -
phiếu vào danh mục có quy mô lớn) và cổ phiếu được chia thành 3 nhóm dựa theo
tỷ lệ doanh số (30% cổ phiếu có tỷ lệ doanh số cao nhất vào danh mục HTurnover,
30% cổ phiếu có tỷ lệ doanh số thấp nhất vào danh mục LTurnover và các cổ phiếu còn
lại xếp vào danh mục có tỷ lệ doanh số trung bình MTurnover).
STT Danh mục Diễn giải
1 S/ LTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp
2 S/ MTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giao dịch trung bình
3 S/ HTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giao dịch cao
4 B/ LTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp
5 B/ MTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ doanh số giao dịch trung bình
6 B/ HTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ doanh số giao dịch cao
Sau khi đã xây dựng xong các danh mục đầu tư, tác giải tiến hành tính các biến
trong mô hình
STT Tên biến Ký hiệu Công thức
Trung bình tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu trong danh mục - Tỷ suất sinh lợi của tài sản phi rủi ro
Ri – Rf 1 Tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục i
2 Rm – Rf Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường [(Chỉ số VNIndex ngày cuối tháng – Chỉ số VNIndex ngày đầu tháng)/ Chỉ số VNIndex ngày đầu tháng] - Tỷ suất sinh lợi của tài sản phi rủi ro
- 21 -
STT Tên biến Ký hiệu Công thức
3 SMB Nhân tố quy mô công ty (S/L + S/M + S/H)/3 – (B/L + B/M + B/H)/3
4 HML (S/H + B/H)/2 – (S/L + B/L)/2 Nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
5 WML Nhân tố xu hướng (S/WMomentum + B/WMomentum)/2 – (S/LMomentum + B/LMomentum)/2
6 LMH Nhân tố thanh khoản (S/LTurnover + B/LTurnover)/2 – (S/HTurnover + B/HTurnover)/2
Như vậy, năm nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu đã được xác định.
Đó là:
Nhân tố rủi ro thị trường Rm – Rf: là chênh lệch tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ suất
sinh lợi phi rủi ro.
Nhân tố quy mô SMB là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu nhỏ
có giá trị thị trường thấp và tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu lớn có giá trị thị
trường cao.
Nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML là chênh lệch giữa tỷ suất
sinh lợi của danh mục cổ phiếu có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao và
tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
thấp.
Nhân tố xu hướng WML là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu
có tỷ suất sinh lợi trong quá khứ cao và tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có tỷ
suất sinh lợi trong quá khứ thấp.
- 22 -
Nhân tố thanh khoản LMH là chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ
phiếu có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp và tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có
tỷ lệ doanh số giao dịch cao.
3.3. Giả thiết nghiên cứu
Hệ số hồi quy của nhân tố thị trường là dương. Vì tác giả sử dụng chỉ số VNIndex
để đại diện cho thị trường. Trong khi chỉ số này được xây dựng dựa trên biến động
của tất cả các cổ phiếu được niêm yết. Do đó, mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi
vượt trội của thị trường có tương quan thuận chiều với tỷ suất sinh lợi của danh mục
đầu tư, theo Sharp 1964. Kết quả nghiên cứu của Fama – French cũng cho kết quả
dương đối với tất cả các danh mục đầu tư.
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và quy mô công ty có tương quan nghịch biến vì công ty
nhỏ sẽ có nhiều rủi ro hơn những công ty lớn theo Fama – French 1993.
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có tương quan
đồng biến vì công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao dễ rơi vào kiệt
quệ tài chính hơn những công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp,
theo Fama – French 1993.
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tỷ suất sinh lợi năm trước có tương quan đồng biến vì
cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi năm trước cao thường có tỷ suất sinh lợi cao hơn, theo
Carhart 1997.
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tính thanh khoản có tương quan nghịch biến vì cổ phiếu
có tính thanh khoản thấp hơn sẽ có nhiều rủi ro hơn những cổ phiếu có tính thanh
khoản cao hơn.
3.4. Phương pháp ước lượng
Để xem xét tác động của các nhân tố rủi ro đến biến động của tỷ suất sinh lợi, tác
giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất OLS để ước lượng dữ liệu nghiên
cứu. Dựa vào kết quả hồi quy để kết luận nhân tố nào tác động đến tỷ suất sinh lợi
cổ phiếu.
- 23 -
Sau đó, tác giả thực hiện kiểm định các giả thiết của phương pháp hồi quy OLS
gồm: kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu, kiểm định hệ số xác định của mô hình,
kiểm định tự tương quan, kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai thay đổi
và kiểm định F(GRS) của Gibbons, Ross và Shanken 1989 với mức ý nghĩa 5%.
Trường hợp, mô hình vi phạm giả thiết tự tương quan, tác giả sử dụng ma trận hiệp
phương sai của sai số do Newey – West để xuất để khắc phục. Trường hợp mô hình
vi phạm giả thiết phương sai thay đổi, tác giả sử dụng ma trận hiệp phương sai do
White đề xuất để khắc phục. Trường hợp mô hình vừa vi phạm giả thiết tự tương
quan và phương sai thay đổi, tác giả sử dụng ma trận hiệp phương sai của sai số do
Newey – West để xuất để khắc phục
Trong luận văn này, tác giả sử dụng nghiên cứu định lượng để xem xét tác động của
năm nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường, xu hướng và thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của các công ty niêm
yết. Tác giả sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính để ước lượng hệ số của các nhân tố
ảnh hưởng.
Dữ liệu nghiên cứu được sử dụng trong bài được thu thập từ các nguồn khác nhau:
báo cáo tài chính (gồm bảng cân đối kế toán và thuyết minh báo cáo tài chính) của
các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh, giá cổ
phiếu, số lượng giao dịch cổ phiếu từ website www.cophieu68.vn, lãi suất trái phiếu
chính phủ từ dữ liệu của Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (www.hnx.vn).
Trước tiên, tác giả sử dụng phương pháp bình phương bé nhất để ước lượng các
nhân tố như mô hình Fama - French. Sau đó, tác giải tiếp tục thêm từng nhân tố xu
hướng và thanh khoản vào mô hình để ước lượng.
- 24 -
CHƯƠNG 4
TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
4.1. Thống kê mô tả
4.1.1. Tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư
Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi của 14 danh mục đầu tư
STT Bé nhất Lớn nhất Danh mục Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn
1 S/H 60 0.0287915 0.1193657 -0.1946421 0.4908765
2 S/M 60 0.0144544 0.108998 -0.2128741 0.3551674
3 S/L 60 0.0185652 0.1308196 -0.196667 0.4942575
4 B/H 60 0.0225525 0.1387524 -0.2168907 0.5371073
5 B/M 60 0.0182092 0.1118834 -0.2031252 0.3379483
6 B/L 60 0.0092012 0.1124488 -0.2694178 0.3959325
7 60 0.0248327 0.1229986 -0.2450269 0.4788026 S/ WMomentum
8 60 0.0033225 0.1147612 -0.2054962 0.3816524 S/ LMomentum
9 60 0.0004807 0.1028142 -0.1982697 0.3369931 B/ WMomentum
10 60 0.0073077 0.1360371 -0.3129326 0.4327302 B/ LMomentum
11 60 0.0099152 0.0956652 -0.2128146 0.3046591 S/ LTurnover
- 25 -
STT Bé nhất Lớn nhất Danh mục Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn
12 60 0.0151397 0.1265751 -0.1878372 0.5132477 S/ HTurnover
13 60 0.0076684 0.1037932 -0.2114356 0.3381299 B/ LTurnover
14 60 0.0057066 0.1607232 -0.3213194 0.5253111 B/ HTurnover
Trong giai đoạn từ tháng 07/2008 đến tháng 06/2013, tỷ suất sinh lợi trung bình
hàng tháng của các danh mục đều dương, danh mục B/HTurnover có tỷ suất sinh lợi
âm lớn nhất và danh mục B/H có tỷ suất sinh lợi dương cao nhất, cụ thể như sau:
Ở danh mục S/H gồm những công ty có quy mô nhỏ và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường cao, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 2.88%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -19.46% vào tháng 11/2009
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 49.09% vào tháng 05/2009.
Ở danh mục S/M, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 1.45%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -21.29% vào tháng 11/2009
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 35.52% vào tháng 05/2009.
Ở danh mục S/L, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 1.86%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -19.67% vào tháng 02/2009
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 49.43% vào tháng 05/2009.
Ở danh mục B/H, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 2.26%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -21.69% vào tháng 10/2008
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 53.71% vào tháng 05/2009.
Ở danh mục B/M, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 1.82%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -20.31% vào tháng 10/2008
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 33.79% vào tháng 05/2009.
- 26 -
Ở danh mục B/L, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là 0.92%.
Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -26.94% vào tháng 10/2008
và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 39.59% vào tháng 05/2009.
Ở danh mục S/WMomentum, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
2.48%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -24.50% vào tháng
10/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 47.88% vào tháng 09/2012.
Ở danh mục S/LMomentum, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.33%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -20.55% vào tháng
10/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 38.16% vào tháng 09/2012.
Ở danh mục B/WMomentum, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.04%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -19.82% vào tháng
07/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 33.69% vào tháng 09/2012.
Ở danh mục B/LMomentum, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.7%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -31.29% vào tháng
11/2009 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 43.27% vào tháng 02/2009.
Ở danh mục S/LTurnover, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.99%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -21.28% vào tháng
11/2009 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 30.46% vào tháng 06/2012.
Ở danh mục S/HTurnover, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
1.51%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -18.78% vào tháng
10/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 51.32% vào tháng 09/2012.
Ở danh mục B/LTurnover, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.76%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -21.14% vào tháng
07/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 33.81% vào tháng 09/2012.
- 27 -
Ở danh mục B/HTurnover, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng của danh mục là
0.57%. Trong thời gian này, danh mục chịu mức lỗ lớn nhất là -32.13% vào tháng
07/2011 và đạt được tỷ suất sinh lợi cao nhất là 52.53% vào tháng 09/2012
4.1.2. Các biến trong mô hình
Bảng 4.2: Bảng thống kê mô tả các biến trong mô hình
STT Biến Bé nhất Lớn nhất Trung bình Độ lệch chuẩn Số quan sát
1 60 -0.0009419 0.0947345 -0.2470658 0.2727674 Rm – Rf
2 SMB 60 0.0039493 0.033988 -0.0769608 0.089238
3 HML 60 0.0096171 0.0446312 -0.1001764 0.0875122
4 WML 60 0.0073416 0.0511445 -0.1217486 0.1194874
5 LMH 60 -0.0016314 0.0738459 -0.2517953 0.1142268
Trong giai đoạn từ tháng 07/2008 đến tháng 06/2013, tỷ suất sinh lợi vượt trội của
danh mục thị trường có trung bình là – 0.09%/tháng. Danh mục chịu mức lỗ lớn
nhất là 24.71% vào tháng 10/2008 và đạt mức tỷ suất sinh lợi cao nhất là 27.28%
vào 05/2009.
Trong thời gian này, chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa công ty nhỏ và công ty lớn đạt
mức trung bình là 0.39%/tháng. Nhân tố này đạt mức thấp nhất -7.7% vào tháng
08/2008 và cao nhất là 8,92% vào tháng 01/2009.
Cũng trong thời gian này, chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa công ty có tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường cao và thấp đạt mức trung bình là 0.96%/tháng. Nhân tố
này đạt mức thấp nhất -10% vào tháng 07/2008 và cao nhất là 8.75% vào tháng
09/2009.
- 28 -
Chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa công ty có tỷ suất sinh lợi năm trước cao và thấp
đạt mức trung bình là 0.73%/tháng. Nhân tố này đạt mức thấp nhất -12.17% vào
tháng 08/2008 và cao nhất là 11.94% vào tháng 12/2008.
Chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa công ty có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp và cao đạt
mức trung bình là 0.16%/tháng. Nhân tố này đạt mức thấp nhất -25.18% vào tháng
07/2008 và cao nhất là 11.42% vào tháng 05/2012.
4.1.3. Tương quan giữa các biến độc lập
Bảng 4.3: Ma trận tương quan giữa các biến độc lập
SMB HML WML LMH Rm - Rf
Rm - Rf SMB HML WML LMH 1 -0.18 -0.132 -0.279 -0.611 1 -0.198 0.1241 0.0616 1 -0.03 0.1133 1 0.1922 1
Dựa vào bảng trên, ta thấy, nhân tố SMB, HML, WML và LMH có mối quan hệ
ngược chiều với tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường. SMB có quan hệ
ngược chiều với HML và cùng chiều với WML và LMH. Nhân tố HML có quan hệ
ngược chiều với WML và cùng chiều với nhân tố LMH. Nhân tố WML và LMH có
quan hệ cùng chiều với nhau.
4.2. Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Giả thiết đầu tiên của phương pháp OLS là chuỗi dữ liệu phải dừng. Do đó, trước
khi tiến hành chạy hồi quy, tác giả sử dụng kiểm định Dfuller để xem chuỗi dữ liệu
có dừng hay không.
Giả thiết H0: chuỗi dữ liệu không dừng
- 29 -
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
STT Chuỗi dữ liệu Giá trị p của kiểm định Dfuller
S/H S/M S/L B/H B/M B/L S/WMomentum S/LMomentum B/WMomentum B/LMomentum S/LTurnover S/HTurnover B/LTurnover B/HTurnover Rm - Rf SMB HML WML LMH 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0
Nhìn vào kết quả kiểm định trên, tác giả nhận thấy các chuỗi dữ liệu sử dụng trong
mô hình đều là chuỗi dừng.
4.3. Kết quả hồi quy mô hình ba nhân tố
4.3.1. Mô hình ba nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + εi
Tác giả sử dụng phần mềm STATA để thực hiện chạy hồi quy mô hình ở 6 danh
mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sác trên giá trị thị trường.
Kết quả chạy trên phần mềm như sau:
- 30 -
. reg shrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 93.27 Model .703658262 3 .234552754 Prob > F = 0.0000 Residual .140820957 56 .00251466 R-squared = 0.8332 Adj R-squared = 0.8243 Total .844479219 59 .014313207 Root MSE = .05015
shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.172582 .0711335 16.48 0.000 1.030084 1.315079 smb .9266618 .200522 4.62 0.000 .5249679 1.328356 hml .8483654 .1515461 5.60 0.000 .544782 1.151949 _cons .0096447 .0067183 1.44 0.157 -.0038138 .0231031
Danh mục S/H
. reg smrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 93.65 Model .586584281 3 .195528094 Prob > F = 0.0000 Residual .11691775 56 .002087817 R-squared = 0.8338 Adj R-squared = 0.8249 Total .703502031 59 .011923763 Root MSE = .04569
smrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.084862 .0648158 16.74 0.000 .9550203 1.214704 smb .7642616 .1827127 4.18 0.000 .3982442 1.130279 hml .3369621 .1380866 2.44 0.018 .0603414 .6135827 _cons .0007846 .0061216 0.13 0.898 -.0114786 .0130477
Danh mục S/M
. reg slrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 121.81 Model .879833168 3 .293277723 Prob > F = 0.0000 Residual .134824329 56 .002407577 R-squared = 0.8671 Adj R-squared = 0.8600 Total 1.0146575 59 .017197585 Root MSE = .04907
slrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.193941 .0696025 17.15 0.000 1.054511 1.333372 smb .9878667 .1962061 5.03 0.000 .5948187 1.380915 hml -.7065748 .1482844 -4.76 0.000 -1.003624 -.4095255 _cons .0141508 .0065737 2.15 0.036 .0009821 .0273196
Danh mục S/L
- 31 -
. reg bhrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 54.68 Model .849843769 3 .283281256 Prob > F = 0.0000 Residual .290134633 56 .005180976 R-squared = 0.7455 Adj R-squared = 0.7319 Total 1.1399784 59 .019321668 Root MSE = .07198
bhrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.241768 .1021035 12.16 0.000 1.03723 1.446306 smb -.3827779 .2878248 -1.33 0.189 -.9593602 .1938044 hml .2063333 .2175259 0.95 0.347 -.2294234 .6420901 _cons .0148168 .0096433 1.54 0.130 -.0045011 .0341348
Danh mục B/H
. reg bmrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 120.16 Model .642463364 3 .214154455 Prob > F = 0.0000 Residual .099807533 56 .001782277 R-squared = 0.8655 Adj R-squared = 0.8583 Total .742270898 59 .012580863 Root MSE = .04222
bmrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.115488 .0598856 18.63 0.000 .9955228 1.235453 smb .0613865 .1688146 0.36 0.718 -.2767898 .3995628 hml .3587396 .127583 2.81 0.007 .1031601 .6143191 _cons .0071347 .005656 1.26 0.212 -.0041956 .018465
Danh mục B/M
. reg blrf rmrf smb hml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 3, 56) = 109.76 Model .640955387 3 .213651796 Prob > F = 0.0000 Residual .109001641 56 .001946458 R-squared = 0.8547 Adj R-squared = 0.8469 Total .749957028 59 .012711136 Root MSE = .04412
blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.094129 .0625831 17.48 0.000 .9687596 1.219498 smb .0001816 .1764188 0.00 0.999 -.3532278 .3535909 hml -.0863202 .13333 -0.65 0.520 -.3534122 .1807718 _cons .0026285 .0059108 0.44 0.658 -.0092122 .0144692
Danh mục B/L
- 32 -
4.3.2. Kết quả hồi quy
Bảng 4.5: Hệ số hồi quy mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục được sắp xếp theo quy
mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Nhóm theo tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
L M H Nhóm theo quy mô
Hệ số Beta
1.193941 1.084862 1.172582 S
1.094129 1.115488 1.241768 B
Hệ số s
0.9878667 0.7642616 0.9266618 S
0.0001816 0.0613865 -0.3827779 B
Hệ số h
-0.7065748 0.3369621 0.8483654 S
-0.0863202 0.3587396 0.2063333 B
Nhìn vào bảng trên, ta thấy tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường có hệ
số hồi quy đều dương thể hiện mối quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi vượt trội
của danh mục đầu tư. Kết quả này phù hợp với giả thiết được đặt ra ban đầu và phù
hợp với kết quả nghiên cứu Fama – French (1993) ở thị trường Mỹ.
Hệ số hồi quy theo nhân tố SMB đều dương ngoài trừ danh mục B/H. Nhân tố SMB
có quan hệ mật thiết với quy mô công ty. Trong tất cả các danh mục cùng nhóm tỷ
lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thì hệ số hồi quy SMB giảm dần từ danh mục
có quy mô nhỏ đến danh mục có quy mô lớn, phù hợp với kết quả của Fama –
French (1993).
Đối với hệ số hồi quy nhân tố HML ở danh mục có quy mô nhỏ, hệ số hồi quy
HML tăng dần từ âm lớn sang dương, phù hợp với kết quả nghiên cứu của Fama –
- 33 -
French (1993), nhưng đối với các danh mục đầu tư có quy mô lớn thì hệ số hồi quy
HML không tuân theo quy luật này. Mặt khác, hệ số hồi quy của nhân tố HML âm ở
danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp và dương đối với danh
mục có tỷ lệ này cao, cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của Fama – French
(1993).
Tóm lại, nhân tố thị trường là nhân tố có tác động mạnh nhất và chi phối đến tỷ suất
sinh lợi của các danh mục đầu tư.
4.3.3. Kiểm định kết quả hồi quy
4.3.3.1. Kiểm định giả thiết đối với các hệ số hồi quy
Giả thiết H0: hệ số hồi quy bằng 0 (với hệ số hồi quy là a, β, s, h).
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hệ số hồi quy mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu tư
được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định
1 S/H
2 S/M
3 S/L
4 B/H
5 B/M
β s h a β s h a β s h a β s h a β s h a Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 1.172582 0.926662 0.848365 0.009645 1.084862 0.764262 0.336962 0.000785 1.193941 0.987867 -0.70657 0.014151 1.241768 -0.38278 0.206333 0.014817 1.115488 0.061387 0.35874 0.007135 0 0 0 0.157 0 0 0.018 0.898 0 0 0 0.036 0 0.189 0.347 0.13 0 0.718 0.007 0.212
- 34 -
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định
6 B/L
β s h a Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 1.094129 0.000182 -0.08632 0.002629 0 0.999 0.52 0.658
Tác giả dựa vào giá trị p của từng hệ số hồi quy để đưa ra kết luận chấp nhận hay
bác bỏ giả thiết H0. Nếu giá trị p lớn hơn 0.05, chấp nhận giải thiết H0, hệ số hồi
quy không có ý nghĩa hay không có tác động đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục
đầu tư. Nếu giá trị p nhỏ 0.05, bác bỏ giả thiết H0, hệ số hồi quy có ý nghĩa, hay
thực sự có tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư. Sau khi thực hiện
kiểm định, tác giả nhận thấy:
Thứ nhất, hệ số hồi quy của nhân tố thị trường β đều có ý nghĩa ở tất cả các danh
mục, tức là tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường có tác động đến biến
động tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư.
Thứ hai, hệ số hồi quy nhân tố SMB có ý nghĩa ở các danh mục có quy mô nhỏ
nhưng không có ý nghĩa ở các danh mục có quy mô lớn, tức là nhân tố quy mô chỉ
có tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư có quy mô nhỏ nhưng không
có tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục công ty lớn.
Thứ ba, hệ số hồi quy của nhân tố HML đều có ý nghĩa ở 4/6 danh mục ngoại trừ
danh mục B/H và B/L, tức là tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có tác động
đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư ngoại trừ danh mục gồm những công
ty lớn có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao và thấp.
Thứ tư, hệ số chặn a đều không có ý nghĩa thống kê ở tất cả các danh mục ngoại trừ
danh mục S/L, tức là các nhân tố trong mô hình có thể giải thích được biến động
của tỷ suất sinh lợi của các danh mục ngoại trừ danh mục gồm các cổ phiếu quy mô
nhỏ và có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp.
4.3.3.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
- 35 -
Tác giả sử dụng kiểm định Durbin Watson và Breusch-Godfrey với mức ý nghĩa
5% để kiểm tra xem các danh mục có hiện tượng tự tương quan hay không. Nếu xảy
ra hiện tương tự tương quan sẽ làm mất tính hiệu quả của mô hình.
Giả thiết H0: không có tự tương quan
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu
tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
STT Danh mục Giá trị Durbin Watson Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey
1 S/H 1.512318 0.0667
2 S/M 2.053122 0.8069
3 S/L 1.709168 0.2754
4 B/H 1.623674 0.1437
5 B/M 2.154245 0.4532
6 B/L 2.012217 0.8217
Tác giả dựa vào giá trị p để kết luận chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0. Nếu giá trị
p lớn hơn 0.05 thì chấp nhận H0, mô hình không có tự tương quan giữa các phần dư
và ngược lại. Sau khi kiểm định, tất cả 6 danh mục đều không có hiện tượng tự
tương quan bậc 1.
4.3.3.3. Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy
Tác giả kiểm định sự phù hợp của mô hình thông qua chỉ số R2 và giá trị p của kết
quả hồi quy 6 danh mục. Các nhân tố trong mô hình có thực sự giải thích được biến
động của tỷ suất sinh lợi vượt trội danh mục đầu tư.
Giả thiết H0: tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình đều bằng 0.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu
tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
- 36 -
R2 Giá trị p
STT 1 2 3 4 5 6 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M B/L 0.8332 0.8338 0.8671 0.7455 0.8655 0.8547 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
Dựa vào R2 và giá trị p của kết quả hồi quy 6 danh mục đầu tư đều có ý nghĩa thống
kê, có nghĩa là các nhân tố trong mô hình giải thích tốt cho biến động tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư. Hệ số R2 thể hiện mô hình có thể giải thích 74.59%
đến 86.95% biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục.
4.3.3.3. Kiểm định đa cộng tuyến
Tác giả sử dụng kiểm định VIF trên STATA để phát hiện tượng đa công tuyến giữa các
biến độc lập. Kết quả kiểm định như sau:
. estat vif
Variable VIF 1/VIF smb 1.09 0.917598 hml 1.07 0.931665 rmrf 1.07 0.938559 Mean VIF 1.08
Nhìn vào kết quả kiểm định, giá trị VIF của các biến độc lập đều gần bằng 1 và nhỏ
hơn 10. Do đó, các biến độc lập trong mô hình có tương quan yếu với nhau, không xảy
ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.3.3.4. Kiểm định phương sai thay đổi
Giả thiết H0: phương sai của sai số không thay đổi
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu
tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
- 37 -
Kết quả kiểm định Chi2 Giá trị p
Kết quả kiểm định cho thấy, danh mục S/H và B/L xảy ra hiện tượng phương sai thay
đổi, làm cho giá trị ước lượng của mô hình không còn chính xác.
Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 STT 1 2 3 4 5 6 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M B/L 36.74 6.56 8.88 12.26 8.30 24.65 0.0000 0.6832 0.4487 0.1991 0.5044 0.0034
4.3.3.5. Kiểm định Gibbons, Ross và Shanken (1989) (Kiểm định GRS)
Kiểm định GRS kiểm tra xem các hệ số chặn của các hàm hồi quy có bằng 0 hay
không. Vì khi hệ số chặn bằng 0, tức là các nhân tố trong mô hình có thể giải thích
tốt biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục. Nếu hệ số chặn khác 0 và có ý nghĩa
thống kê thì có nghĩa là biến động của tỷ suất sinh lợi chịu tác động của nhân tố
khác không có trong mô hình.
Giả thiết H0: tất cả các hệ số chặn của các danh mục trong mô hình đều bằng 0
Tác giả chạy kiểm định trên phần mềm cho cả 6 danh mục. Kết quả kiểm định trên
phần mềm cho thấy giá trị thống kê của kiểm định GRS là 1.3897802 và giá trị p là
0.23675377, chấp nhận giải thiết H0. Điều này có nghĩa là các nhân tố trong mô
hình có thể giải thích tốt được biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục ở mức ý
nghĩa 5%.
4.3.4. Khắc phục các vi phạm giả thiết của OLS
Sau khi thực hiện các kiểm định, danh mục S/H và B/L có hiện tượng phương sai
thay đổi. Do đó, tác giả sử dụng ma trận hiệp phương sai do White đề xuất để khắc
phục hiện tượng này. Kết quả hồi quy với ma trận hiệp phương sai White như sau:
- 38 -
. reg shrf rmrf smb hml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 3, 56) = 57.30 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8332 Root MSE = .05015
Robust shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.172582 .114952 10.20 0.000 .9423053 1.402858 smb .9266618 .1914397 4.84 0.000 .543162 1.310162 hml .8483654 .1246993 6.80 0.000 .5985626 1.098168 _cons .0096447 .0066668 1.45 0.154 -.0037105 .0229998
Danh mục B/L
. reg blrf rmrf smb hml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 3, 56) = 65.16 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8547 Root MSE = .04412
Robust blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.094129 .0880908 12.42 0.000 .9176616 1.270596 smb .0001816 .1539431 0.00 0.999 -.3082036 .3085667 hml -.0863202 .1297259 -0.67 0.509 -.3461924 .1735519 _cons .0026285 .006318 0.42 0.679 -.010028 .0152851
Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số hồi quy đều giống như kết quả kiểm định với
phương pháp OLS ban đầu. Hiện tượng phương sai thay đổi không ảnh hưởng đến kết
quả hồi quy ban đầu.
Danh mục S/H:
4.3.5. Tổng kết mô hình ba nhân tố
Nhân tố thị trường có mối quan hệ đồng biến và có tác động mạnh đến tỷ suất sinh lợi
của tất cả các danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên
giá trị thị trường, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Fama – French và Ulas
UNLU. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Trần Minh Ngọc (2011), hệ số
hồi quy đều dương xoay quanh 1 và có ý nghĩa thống kê ở cả 6 danh mục.
Nhân tố SMB chỉ tác động đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục có quy mô nhỏ. Tỷ
suất sinh lợi của danh mục có mối quan hệ nghịch biến đối với quy mô công ty, tỷ suất
sinh lợi của các công ty nhỏ cao hơn tỷ suất sinh lợi của công ty có quy mô lớn. Kết
quả này có khác so với nghiên cứu của Fama French và UNLU, nhân tố SMB cũng có
tác động đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục có quy mô lớn. Kết quả nghiên cứu
cũng khác so với nghiên cứu của Trần Minh Ngọc (2011), hệ số hồi quy SMB có ý
nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% ở 5/6 danh mục, ngoại trừ danh mục S/H, nguyên
nhân có thể do thời kỳ nghiên cứu khác nhau.
Nhân tố HML tác động đến tỷ suất sinh lợi của 4/6 danh mục đầu tư. Ở danh mục các
công ty có quy mô nhỏ, công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao có tỷ
suất sinh lợi cao hơn các công ty có tỷ lệ này thấp. Kết quả nghiên cứu khác với nghiên
của Fama – French và Ulas UNLU, hệ số hồi quy cũng tăng dần và có ý nghĩa thống kê
ở những danh mục có quy mô lớn. Kết quả nghiên cứu của Trần Minh Ngọc (2011) cho
thấy tác động của tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường rõ ràng hơn khi hệ số hồi
quy nhân tố HML của từng nhóm quy mô tăng dần từ danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách
trên giá trị thị trường thấp đến danh mục có tỷ lệ cao ở những danh mục có quy mô nhỏ
và cả những danh mục có quy mô lớn.
Mô hình gồm ba nhân tố thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị
thị trường có thể giải thích tốt biến động của tỷ suất sinh lợi của các danh mục, mức độ
giải thích tương đối cao. Mức độ giải thích của mô hình tương đồng với nghiên cứu của
Ulas UNLU nhưng thấp hơn nghiên cứu của Fama – French.
- 39 -
4.4. Kết quả hồi quy mô hình bốn nhân tố
4.4.1. Mô hình bốn nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + wi * WML + εi
Tác giả sử dụng phần mềm STATA để thực hiện chạy hồi quy mô hình ở 6 danh
mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi của năm trước.
Kết quả chạy trên phần mềm như sau:
- 40 -
. reg shrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 68.88 Model .703953877 4 .175988469 Prob > F = 0.0000 Residual .140525342 55 .002555006 R-squared = 0.8336 Adj R-squared = 0.8215 Total .844479219 59 .014313207 Root MSE = .05055
shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.165789 .0744312 15.66 0.000 1.016625 1.314952 smb .9310872 .2025425 4.60 0.000 .5251829 1.336992 hml .8455793 .1529765 5.53 0.000 .5390077 1.152151 wml -.0457866 .1346081 -0.34 0.735 -.3155473 .223974 _cons .0099837 .006845 1.46 0.150 -.0037339 .0237014
Danh mục S/H
. reg smrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 71.38 Model .589871479 4 .14746787 Prob > F = 0.0000 Residual .113630552 55 .00206601 R-squared = 0.8385 Adj R-squared = 0.8267 Total .703502031 59 .011923763 Root MSE = .04545
smrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.062209 .0669307 15.87 0.000 .9280774 1.196342 smb .7790189 .1821321 4.28 0.000 .4140181 1.14402 hml .3276716 .1375608 2.38 0.021 .0519935 .6033497 wml -.1526821 .1210435 -1.26 0.212 -.3952587 .0898945 _cons .0019152 .0061552 0.31 0.757 -.0104201 .0142505
Danh mục S/M
. reg slrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 92.31 Model .883116497 4 .220779124 Prob > F = 0.0000 Residual .131541001 55 .002391655 R-squared = 0.8704 Adj R-squared = 0.8609 Total 1.0146575 59 .017197585 Root MSE = .0489
slrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.171302 .0720126 16.27 0.000 1.026986 1.315619 smb 1.002615 .1959609 5.12 0.000 .6099009 1.39533 hml -.7158597 .1480055 -4.84 0.000 -1.012469 -.4192501 wml -.1525922 .130234 -1.17 0.246 -.413587 .1084026 _cons .0152808 .0066226 2.31 0.025 .0020089 .0285527
Danh mục S/L
- 41 -
. reg bhrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 42.66 Model .862130064 4 .215532516 Prob > F = 0.0000 Residual .277848339 55 .005051788 R-squared = 0.7563 Adj R-squared = 0.7385 Total 1.1399784 59 .019321668 Root MSE = .07108
bhrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.197974 .1046602 11.45 0.000 .9882307 1.407718 smb -.3542477 .2848019 -1.24 0.219 -.9250033 .216508 hml .1883722 .2151053 0.88 0.385 -.2427085 .619453 wml -.2951792 .189277 -1.56 0.125 -.6744987 .0841404 _cons .0170027 .009625 1.77 0.083 -.0022861 .0362916
Danh mục B/H
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 89.47 Model .643396398 4 .1608491 Prob > F = 0.0000 Residual .098874499 55 .001797718 R-squared = 0.8668 Adj R-squared = 0.8571 Total .742270898 59 .012580863 Root MSE = .0424
bmrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.10342 .0624338 17.67 0.000 .9782994 1.22854 smb .0692487 .1698952 0.41 0.685 -.2712289 .4097262 hml .3537899 .1283185 2.76 0.008 .0966338 .6109461 wml -.0813437 .1129109 -0.72 0.474 -.3076223 .1449349 _cons .0077371 .0057417 1.35 0.183 -.0037695 .0192436
Danh mục B/M . reg bmrf rmrf smb hml wml
. reg blrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 80.93 Model .641046805 4 .160261701 Prob > F = 0.0000 Residual .108910223 55 .001980186 R-squared = 0.8548 Adj R-squared = 0.8442 Total .749957028 59 .012711136 Root MSE = .0445
blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.097906 .0655258 16.76 0.000 .9665897 1.229223 smb -.0022794 .178309 -0.01 0.990 -.3596186 .3550598 hml -.0847709 .1346733 -0.63 0.532 -.3546623 .1851205 wml .0254619 .1185027 0.21 0.831 -.2120228 .2629466 _cons .00244 .006026 0.40 0.687 -.0096364 .0145164
Danh mục B/L
- 42 -
. reg swrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 61.04 Model .728489227 4 .182122307 Prob > F = 0.0000 Residual .164101104 55 .002983656 R-squared = 0.8162 Adj R-squared = 0.8028 Total .892590331 59 .01512865 Root MSE = .05462
swrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.247229 .0804329 15.51 0.000 1.086038 1.40842 smb .8324327 .2188742 3.80 0.000 .393799 1.271067 hml .4083272 .1653115 2.47 0.017 .0770356 .7396188 wml .3652821 .145462 2.51 0.015 .0737697 .6567945 _cons .0161112 .0073969 2.18 0.034 .0012875 .030935
Danh mục S/ WMomentum
. reg sloserrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 61.00 Model .634094635 4 .158523659 Prob > F = 0.0000 Residual .142942647 55 .002598957 R-squared = 0.8160 Adj R-squared = 0.8027 Total .777037282 59 .013170123 Root MSE = .05098
sloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.032915 .0750687 13.76 0.000 .8824743 1.183356 smb .6781525 .2042772 3.32 0.002 .2687719 1.087533 hml .5112353 .1542866 3.31 0.002 .202038 .8204325 wml -.4581812 .1357609 -3.37 0.001 -.7302522 -.1861102 _cons .0000643 .0069036 0.01 0.993 -.0137708 .0138995
Danh mục S/ LMomentum
. reg bwrf rmrf smb hml wml
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 43.58 Model .474095958 4 .118523989 Prob > F = 0.0000 Residual .149578862 55 .002719616 R-squared = 0.7602 Adj R-squared = 0.7427 Total .62367482 59 .01057076 Root MSE = .05215
bwrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf .9797352 .0767914 12.76 0.000 .8258417 1.133629 smb -.197967 .2089652 -0.95 0.348 -.6167427 .2208086 hml .2145409 .1578274 1.36 0.180 -.1017523 .530834 wml .5232625 .1388766 3.77 0.000 .2449476 .8015774 _cons -.0037195 .007062 -0.53 0.601 -.0178722 .0104331
Danh mục B/ WMomentum
- 43 -
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 4, 55) = 87.27 Model .943244155 4 .235811039 Prob > F = 0.0000 Residual .148614826 55 .002702088 R-squared = 0.8639 Adj R-squared = 0.8540 Total 1.09185898 59 .018506084 Root MSE = .05198
bloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.194049 .0765436 15.60 0.000 1.040652 1.347446 smb -.0436868 .2082907 -0.21 0.835 -.4611108 .3737372 hml .1116328 .157318 0.71 0.481 -.2036394 .4269051 wml -.6532742 .1384283 -4.72 0.000 -.9306908 -.3758577 _cons .0123274 .0070392 1.75 0.085 -.0017796 .0264343
Danh mục B/ LMomentum . reg bloserrf rmrf smb hml wml
4.4.2. Kết quả hồi quy
Bảng 4.10: Hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 6 danh mục đầu tư được sắp xếp
theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
Nhóm theo tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
L H M Nhóm theo quy mô
Hệ số β
1.0622 1.1713 1.1658 S
1.1034 1.0979 1.1980 B
Hệ số s
0.7790 1.0026 0.9311 S
0.0692 -0.0023 -0.3542 B
Hệ số h
0.3277 -0.7159 0.8456 S
0.3538 -0.0848 0.1884 B
Hệ số w
-0.1527 -0.1526 -0.0458 S
-0.0813 0.0255 -0.2952 B
- 44 -
Dựa vào bảng tóm tắt hệ số hồi quy của bốn nhân tố trong mô hình của 6 danh mục
được sắp sếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, tác
giả nhận thấy tác động của các nhân tố thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường tương đồng với hệ số hồi quy thu được từ mô hình ba
nhân tố đã thực hiện ở phần trên. Nhân tố thị trường là nhân tố tác động mạnh nhất
và đồng biến với tỷ suất sinh lợi. Hệ số hồi quy của nhân tố SMB ở danh mục có
quy mô nhỏ cao hơn ở danh mục có quy mô lớn trong cùng nhóm tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường. Hệ số hồi quy của nhân tố HML ở danh mục có quy mô
nhỏ giảm dần từ danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao sang
danh mục có tỷ lệ thấp. Hệ số hồi quy của nhân tố WML đều âm ở các danh mục
ngoại trừ danh mục B/L, nhân tố xu hướng có quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh
lợi của các danh mục ngoại trừ danh mục B/L có quan hệ cùng chiều.
Bảng 4.11: Hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 4 danh mục đầu tư được sắp xếp
theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước
Nhóm theo tỷ suất sinh lợi năm trước
Nhóm theo quy mô WMomentum LMomentum
Hệ số β
1.2472 1.0329 S
0.9797 1.1940 B
Hệ số s
0.8324 0.6782 S
-0.1980 -0.0437 B
Hệ số h
0.4083 0.5112 S
0.2145 0.1116 B
Hệ số w
0.3653 -0.4582 S
0.5233 -0.6533 B
- 45 -
Đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước, nhân
tố thị trường cũng có quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi của các danh mục. Nhân
tố quy mô có quan hệ đồng biến ở các danh mục có quy mô nhỏ và nghịch biến đối
với các danh mục có quy mô lớn. Nhân tố tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách
đều có quan hệ đồng biến ở tất cả 4 danh mục. Đối với nhân tố WML, hệ số hồi quy
dương ở danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước cao và âm ở danh mục có tỷ suất
sinh lợi thấp, kết quả này cho thấy tác động của tỷ suất sinh lợi quá khứ tác động
đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên
cứu của Carhart (1997).
4.4.3. Kiểm định kết quả hồi quy
4.4.3.1. Kiểm định giả thiết đối với các hệ số hồi quy
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định hệ số hồi quy mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định
1 S/H
2 S/M
3 S/L
4 B/H
β s h w a β s h w a β s h w a β s h 0.0000 0.0000 0.0000 0.7350 0.1500 0.0000 0.0000 0.0210 0.2120 0.7570 0.0000 0.0000 0.0000 0.2460 0.0250 0.0000 0.2190 0.3850 1.1658 0.9311 0.8456 -0.0458 0.0100 1.0622 0.7790 0.3277 -0.1527 0.0019 1.1713 1.0026 -0.7159 -0.1526 0.0153 1.1980 -0.3542 0.1884 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0
- 46 -
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định
5 B/M
6 B/L
7 S/ WMomentum
8 S/ LMomentum
9 B/ WMomentum
10 B/ LMomentum
w a β s h w a β s h w a β s h w a β s h w a β s h w a β s h w a 0.1250 0.0830 0.0000 0.6850 0.0080 0.4740 0.1830 0.0000 0.9900 0.5320 0.8310 0.6870 0.0000 0.0000 0.0170 0.0150 0.0340 0.0000 0.0020 0.0020 0.0010 0.9930 0.0000 0.3480 0.1800 0.0000 0.6010 0.0000 0.8350 0.4810 0.0000 0.0850 -0.2952 0.0170 1.1034 0.0692 0.3538 -0.0813 0.0077 1.0979 -0.0023 -0.0848 0.0255 0.0024 1.2472 0.8324 0.4083 0.3653 0.0161 1.0329 0.6782 0.5112 -0.4582 0.0001 0.9797 -0.1980 0.2145 0.5233 -0.0037 1.1940 -0.0437 0.1116 -0.6533 0.0123 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0
Tương tự mô hình ba nhân tố, hệ số hồi quy của nhân tố thị trường đều có ý nghĩa ở
10 danh mục, nhân tố thị trường thực sự có tác động đến tỷ suất sinh lợi của các
danh mục đầu tư.
- 47 -
Hệ số hồi quy của nhân tố quy mô chỉ có ý nghĩa thống kê ở những danh mục đầu
tư gồm những công ty nhỏ và không có ý nghĩa ở những danh mục gồm những công
ty lớn.
Hệ số hồi quy của nhân tố HML có ý nghĩa ở 6/10 danh mục. Trong 5 danh mục
gồm những công ty lớn thì có 4 danh mục không có ý nghĩa thống kê ngoại trừ danh
mục B/M.
Hệ số nhân tố WML hoàn toàn không có ý nghĩa thống kê ở 6 danh mục được sắp
xếp theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường nhưng lại có ý nghĩa
thống kê ở 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước.
Hệ số chặn a đều không có ý nghĩa thống kê ngoại trừ ở danh mục S/W, nghĩa là
các nhân tố trong mô hình có thể giải thích tốt biến động tỷ suất sinh lợi. Đối với
danh mục S/W thì còn có nhân tố khác tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục.
4.4.3.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Tác giả sử dụng kiểm định Durbin Watson và Breusch-Godfrey với mức ý nghĩa
5% để kiểm tra xem các danh mục có hiện tượng tự tương quan hay không.
Giả thiết H0: không có tự tương quan
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước
STT Danh mục Giá trị Durbin Watson Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey
1 S/H 1.506977 0.0543
2 S/M 2.096152 0.6902
3 S/L 1.651061 0.1675
4 B/H 1.603470 0.1279
- 48 -
STT Danh mục Giá trị Durbin Watson Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey
5 B/M 2.133722 0.5083
6 B/L 2.011321 0.8143
7 1.617038 0.1410 S/ WMomentum
8 1.687139 0.3488 S/ LMomentum
9 1.646187 0.3481 B/ WMomentum
10 1.635799 0.1438 B/ LMomentum
Với mức ý nghĩa 5%, tất cả 10 danh mục đều chấp nhận giả thiết H0, không có hiện
tượng tự tương quan giữa các phần dư.
4.4.3.3. Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy Tác giả kiểm định sự phù hợp của mô hình thông qua chỉ số R2 và giá trị p của kết
quả hồi quy 10 danh mục. Các nhân tố trong mô hình có thực sự giải thích được
biến động của tỷ suất sinh lợi vượt trội danh mục đầu tư.
Giả thiết H0: tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình đều bằng 0.
Bảng 4.14: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục
đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
và tỷ suất sinh lợi năm trước
R2 Giá trị p
STT 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0.8336 0.8385 0.8704 0.7563 0.8668 0.8548 0.8162 0.8160 0.7602 0.8639 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M B/L S/ WMomentum S/ LMomentum B/ WMomentum B/ LMomentum
- 49 -
Dựa vào R2 và giá trị p của kết quả hồi quy 10 danh mục đầu tư đều có ý nghĩa
thống kê, có nghĩa là các nhân thấy mô hình bốn nhân tố giải thích tốt cho biến động tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư. Hệ số R2 cao thể hiện mô hình có thể
giải thích 75.63% đến 87.04% biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục. Hệ số xác
định R2 hầu như không thay đổi so với mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu tư
được sắp xếp theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
4.4.3.3. Kiểm định đa cộng tuyến
Tác giả cũng sử dụng kiểm định VIF trên STATA để phát hiện tượng đa công tuyến
giữa các biến độc lập. Kết quả kiểm định như sau:
. estat vif
Variable VIF 1/VIF rmrf 1.15 0.870990 wml 1.09 0.913691 smb 1.09 0.913812 hml 1.08 0.928994 Mean VIF 1.10
Nhìn vào kết quả kiểm định, giá trị VIF của các biến độc lập đều gần bằng 1 và nhỏ
hơn 10. Do đó, các biến độc lập trong mô hình có tương quan yếu với nhau, không xảy
ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.4.3.4. Kiểm định phương sai thay đổi
Giả thiết H0: phương sai của sai số không thay đổi
Bảng 4.15: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi mô hình bốn nhân tố ở 10 danh
mục đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường và tỷ suất sinh lợi năm trước
Kết quả kiểm định Chi2 Giá trị p
Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 STT 1 2 3 4 5 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M 39.31 10.51 12.82 25.52 10.19 0.0003 0.7244 0.5411 0.0298 0.7478
- 50 -
Kết quả kiểm định Chi2 Giá trị p
Sau khi kiểm định, có 5/10 danh mục có hiện tượng phương sai thay đổi, vi phạm giả
thiết của OLS.
Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 STT 6 7 8 9 10 33.49 35.13 24.51 25.12 31.85 0.0024 0.0014 0.0398 0.0334 0.0042 Danh mục B/L S/WMomentum S/LMomentum B/WMomentum B/LMomentum
4.4.3.4. Kiểm định Gibbons, Ross và Shanken (1989) (Kiểm định GRS)
Giả thiết H0: tất cả các hệ số chặn của các danh mục trong mô hình đều bằng 0
Tác giả chạy kiểm định trên phần mềm cho cả 10 danh mục. Kết quả kiểm định trên
phần mềm cho thấy giá trị thống kê của kiểm định GRS là 1.4592198 và giá trị p là
0.18572152, chấp nhận giải thiết H0. Điều này có nghĩa là các nhân tố trong mô
hình có thể giải thích tốt được biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục ở mức ý
nghĩa 5%.
4.4.4. Khắc phục vi phạm giả thiết OLS
Sau khi thực hiện các kiểm đinh, chỉ có 5 danh mục có hiện tượng phương sai thay
đổi. Tác giả sử dụng ma trận hiệp phương sai White để khắc phục hiện tượng này.
Kết quả hồi quy với ma trận hiệp phương sai White như sau:
. reg shrf rmrf smb hml wml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 4, 55) = 42.27 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8336 Root MSE = .05055
Robust shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.165789 .1217925 9.57 0.000 .9217111 1.409866 smb .9310872 .1881381 4.95 0.000 .55405 1.308124 hml .8455793 .122126 6.92 0.000 .6008334 1.090325 wml -.0457866 .1542368 -0.30 0.768 -.3548841 .2633108 _cons .0099837 .0068601 1.46 0.151 -.0037642 .0237317
Danh mục S/H
- 51 -
. reg bhrf rmrf smb hml wml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 4, 55) = 22.82 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.7563 Root MSE = .07108
Robust bhrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.197974 .1531369 7.82 0.000 .8910813 1.504868 smb -.3542477 .2943245 -1.20 0.234 -.9440871 .2355918 hml .1883722 .1904125 0.99 0.327 -.1932229 .5699674 wml -.2951792 .2187626 -1.35 0.183 -.7335892 .1432309 _cons .0170027 .0098882 1.72 0.091 -.0028136 .0368191
Danh mục B/H
. reg blrf rmrf smb hml wml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 4, 55) = 50.93 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8548 Root MSE = .0445
Robust blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.097906 .0855135 12.84 0.000 .9265334 1.269279 smb -.0022794 .159152 -0.01 0.989 -.3212271 .3166682 hml -.0847709 .1328738 -0.64 0.526 -.3510559 .181514 wml .0254619 .1439283 0.18 0.860 -.2629768 .3139006 _cons .00244 .0065912 0.37 0.713 -.0107692 .0156491
Danh mục B/L
. reg swrf rmrf smb hml wml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 4, 55) = 48.00 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8162 Root MSE = .05462
Robust swrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.247229 .0982542 12.69 0.000 1.050323 1.444135 smb .8324327 .2364443 3.52 0.001 .3585878 1.306278 hml .4083272 .1562689 2.61 0.012 .0951573 .7214971 wml .3652821 .1974268 1.85 0.070 -.0303701 .7609343 _cons .0161112 .0079035 2.04 0.046 .0002722 .0319502
Danh mục S/WMomentum
- 52 -
. reg blos errf rmrf smb hml wml, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 4, 55) = 70.94 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8639 Root MSE = .05198
Robust bloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.194049 .0789732 15.12 0.000 1.035783 1.352315 smb -.0436868 .1893378 -0.23 0.818 -.4231283 .3357547 hml .1116328 .1532143 0.73 0.469 -.1954154 .418681 wml -.6532742 .1653581 -3.95 0.000 -.9846593 -.3218891 _cons .0123274 .0075202 1.64 0.107 -.0027434 .0273981
Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số hồi quy đều giống như kết quả kiểm định với
phương pháp OLS ban đầu ngoại trừ hệ số hồi quy nhân tố WML ở danh mục Danh
Danh mục B/LMomentum
này có ý nghĩa ở mức 5%, nhưng khi sử dụng ma trận hiệp phương sai White, hệ số hồi
quy này chỉ có ý nghĩa ở mức 10%.
mục S/WMomentum. Khi hồi quy bằng OLS, hệ số hồi quy của nhân tố WML ở danh mục
4.4.5. Tổng kết mô hình bốn nhân tố
Đối với 6 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường, nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty và nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách
trên giá trị thị trường có tác động tương tự như ở mô hình ba nhân tố. Tuy nhiên, nhân
tố xu hướng không có tác động đến tỷ suất lợi của các danh mục này về mặt ý nghĩa
thống kê. Kết quả này khác với nghiên cứu của Ulas UNLU, hệ số hồi quy nhân tố
WML có ý nghĩa ở 5/6 danh mục, ngoại trừ danh mục B/L. Kết quả nghiên cứu khá
tương đồng với Trần Minh Ngọc (2011), nhân tố xu hướng chỉ có ý nghĩa thống kê ở
danh mục B/M trong 6 danh mục chạy hồi quy. Cho thấy tỷ suất sinh lợi năm trước
hầu như không có tác động đến tỷ suất sinh lợi của 6 danh mục được xếp theo quy mô
và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước,
nhân tố thị trường cũng có tác động và đồng biến ở tất cả 4 danh mục. Nhân tố quy mô
SMB và nhân tố HML chỉ có tác động và có quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi của
các danh mục có quy mô nhỏ. Nhân tố xu hướng WML có quan hệ đồng biến với tỷ
suất sinh lợi của danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước cao và có quan hệ nghịch biến
với tỷ suất sinh lợi của danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp, cho thấy tác động
của tỷ suất sinh lợi năm trước đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư được xếp
theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước. Những danh mục có tỷ suất sinh lợi năm
trước cao sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn những danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước
thấp.
Mô hình gồm bốn nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị
trường và xu hướng có thể giải thích tốt biến động của tỷ suất sinh lợi của các danh
mục, mức độ giải thích tương đối cao. Tuy nhiên, mức độ giải thích tăng không nhiều
so với mô hình ba nhân tố.
- 53 -
4.5. Kết quả hồi quy mô hình năm nhân tố
4.5.1. Mô hình năm nhân tố
Ri - Rf = ai + βi * ( Rm - Rf ) + si * SMB + hi * HML + wi * WML + li *
LMH + εi
Tác giả sử dụng phần mềm STATA để thực hiện chạy hồi quy mô hình ở 6 danh
mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sác trên giá trị thị trường,
4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước và 4 danh mục
được sắp xếp theo quy mô và tỷ lệ doanh số giao dịch. Kết quả chạy trên phần mềm
như sau:
. reg shrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 58.15 Model .712205659 5 .142441132 Prob > F = 0.0000 Residual .132273559 54 .00244951 R-squared = 0.8434 Adj R-squared = 0.8289 Total .844479219 59 .014313207 Root MSE = .04949
shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.069553 .08978 11.91 0.000 .8895549 1.249551 smb .9106739 .1986286 4.58 0.000 .5124475 1.3089 hml .8538907 .1498534 5.70 0.000 .5534527 1.154329 wml -.037371 .1318796 -0.28 0.778 -.3017736 .2270316 lmh -.2029513 .1105752 -1.84 0.072 -.4246411 .0187386 _cons .0095009 .0067073 1.42 0.162 -.0039465 .0229483
Danh mục S/H
- 54 -
. reg smrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 59.72 Model .5957628 5 .11915256 Prob > F = 0.0000 Residual .107739231 54 .001995171 R-squared = 0.8469 Adj R-squared = 0.8327 Total .703502031 59 .011923763 Root MSE = .04467
smrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf .9808948 .081027 12.11 0.000 .8184453 1.143344 smb .7617706 .1792636 4.25 0.000 .4023687 1.121173 hml .3346943 .1352437 2.47 0.017 .063547 .6058416 wml -.1455713 .1190222 -1.22 0.227 -.3841965 .0930538 lmh -.1714843 .0997948 -1.72 0.091 -.3715608 .0285923 _cons .0015073 .0060534 0.25 0.804 -.0106291 .0136436
Danh mục S/M
. reg slrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 75.59 Model .887803652 5 .17756073 Prob > F = 0.0000 Residual .126853845 54 .002349145 R-squared = 0.8750 Adj R-squared = 0.8634 Total 1.0146575 59 .017197585 Root MSE = .04847
slrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.098772 .0879215 12.50 0.000 .9225002 1.275044 smb .9872304 .1945168 5.08 0.000 .5972478 1.377213 hml -.7095958 .1467513 -4.84 0.000 -1.003814 -.4153771 wml -.1462496 .1291495 -1.13 0.262 -.4051789 .1126796 lmh -.1529582 .1082861 -1.41 0.164 -.3700588 .0641425 _cons .0149169 .0065685 2.27 0.027 .0017479 .028086
Danh mục S/L
. reg bhrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 37.79 Model .886571927 5 .177314385 Prob > F = 0.0000 Residual .253406475 54 .004692713 R-squared = 0.7777 Adj R-squared = 0.7571 Total 1.1399784 59 .019321668 Root MSE = .0685
bhrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.032348 .1242659 8.31 0.000 .7832098 1.281486 smb -.3893801 .2749249 -1.42 0.162 -.9405714 .1618112 hml .2026764 .2074144 0.98 0.333 -.2131645 .6185174 wml -.2806955 .1825366 -1.54 0.130 -.6466593 .0852683 lmh -.3492892 .1530488 -2.28 0.026 -.6561335 -.0424448 _cons .0161718 .0092837 1.74 0.087 -.002441 .0347845
Danh mục B/H
- 55 -
. reg bmrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 70.96 Model .644218414 5 .128843683 Prob > F = 0.0000 Residual .098052484 54 .001815787 R-squared = 0.8679 Adj R-squared = 0.8557 Total .742270898 59 .012580863 Root MSE = .04261
bmrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.073046 .0772987 13.88 0.000 .9180709 1.22802 smb .0628058 .1710151 0.37 0.715 -.2800589 .4056705 hml .3564132 .1290207 2.76 0.008 .0977422 .6150841 wml -.0786876 .1135456 -0.69 0.491 -.3063328 .1489576 lmh -.0640557 .0952029 -0.67 0.504 -.2549261 .1268147 _cons .0075847 .0057749 1.31 0.195 -.0039932 .0191626
Danh mục B/M
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 65.39 Model .643652635 5 .128730527 Prob > F = 0.0000 Residual .106304393 54 .0019686 R-squared = 0.8583 Adj R-squared = 0.8451 Total .749957028 59 .012711136 Root MSE = .04437
blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.043826 .0804857 12.97 0.000 .8824623 1.20519 smb -.0137508 .1780659 -0.08 0.939 -.3707515 .34325 hml -.0801004 .1343401 -0.60 0.553 -.3494361 .1892354 wml .0301911 .118227 0.26 0.799 -.2068398 .2672219 lmh -.1140489 .0991281 -1.15 0.255 -.3127887 .0846909 _cons .0021687 .006013 0.36 0.720 -.0098866 .0142239
Danh mục B/L . reg blrf rmrf smb hml wml lmh
. reg swrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 50.98 Model .736546648 5 .14730933 Prob > F = 0.0000 Residual .156043682 54 .002889698 R-squared = 0.8252 Adj R-squared = 0.8090 Total .892590331 59 .01512865 Root MSE = .05376
swrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.152134 .0975138 11.82 0.000 .9566301 1.347637 smb .8122612 .2157388 3.77 0.000 .3797309 1.244792 hml .4165401 .1627621 2.56 0.013 .0902217 .7428584 wml .373598 .1432399 2.61 0.012 .0864193 .6607768 lmh -.2005469 .1201003 -1.67 0.101 -.4413335 .0402397 _cons .0156341 .0072851 2.15 0.036 .0010283 .0302399
Danh mục S/WMomentum
- 56 -
. reg sloserrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 47.96 Model .634209961 5 .126841992 Prob > F = 0.0000 Residual .142827321 54 .00264495 R-squared = 0.8162 Adj R-squared = 0.7992 Total .777037282 59 .013170123 Root MSE = .05143
sloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.044292 .0932929 11.19 0.000 .8572511 1.231333 smb .6805658 .2064006 3.30 0.002 .2667575 1.094374 hml .5102527 .1557169 3.28 0.002 .1980591 .8224463 wml -.4591761 .1370398 -3.35 0.001 -.7339243 -.1844279 lmh .0239928 .1149018 0.21 0.835 -.2063714 .254357 _cons .0001214 .0069698 0.02 0.986 -.0138522 .014095
Danh mục S/LMomentum
. reg bwrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 34.63 Model .475411792 5 .095082358 Prob > F = 0.0000 Residual .148263028 54 .002745612 R-squared = 0.7623 Adj R-squared = 0.7403 Total .62367482 59 .01057076 Root MSE = .0524
bwrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.018165 .0950516 10.71 0.000 .8275975 1.208732 smb -.1898155 .2102915 -0.90 0.371 -.6114245 .2317936 hml .2112219 .1586524 1.33 0.189 -.1068569 .5293008 wml .5199019 .1396232 3.72 0.000 .2399744 .7998295 lmh .0810436 .1170678 0.69 0.492 -.1536633 .3157504 _cons -.0035267 .0071012 -0.50 0.621 -.0177637 .0107103
Danh mục B/WMomentum
. reg bloserrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 70.81 Model .94736935 5 .18947387 Prob > F = 0.0000 Residual .144489631 54 .002675734 R-squared = 0.8677 Adj R-squared = 0.8554 Total 1.09185898 59 .018506084 Root MSE = .05173
bloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.126006 .0938343 12.00 0.000 .9378795 1.314132 smb -.05812 .2075982 -0.28 0.781 -.4743293 .3580894 hml .1175093 .1566204 0.75 0.456 -.1964958 .4315144 wml -.647324 .1378349 -4.70 0.000 -.9236664 -.3709816 lmh -.1434961 .1155685 -1.24 0.220 -.375197 .0882047 _cons .011986 .0070102 1.71 0.093 -.0020687 .0260406
Danh mục B/LMomentum
- 57 -
. reg slturnrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 30.32 Model .398136981 5 .079627396 Prob > F = 0.0000 Residual .141820739 54 .00262631 R-squared = 0.7373 Adj R-squared = 0.7130 Total .53995772 59 .009151826 Root MSE = .05125
slturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.04604 .0929636 11.25 0.000 .8596593 1.232421 smb .7237917 .205672 3.52 0.001 .3114442 1.136139 hml .237773 .1551672 1.53 0.131 -.0733186 .5488645 wml -.2003616 .136556 -1.47 0.148 -.4741399 .0734168 lmh .5294432 .1144962 4.62 0.000 .2998922 .7589942 _cons .0080899 .0069452 1.16 0.249 -.0058343 .0220142
Danh mục S/HTurnover
. reg shturnrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 66.34 Model .812916605 5 .162583321 Prob > F = 0.0000 Residual .132337381 54 .002450692 R-squared = 0.8600 Adj R-squared = 0.8470 Total .945253986 59 .016021254 Root MSE = .0495
shturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.044961 .0898017 11.64 0.000 .8649193 1.225002 smb .6990626 .1986765 3.52 0.001 .3007402 1.097385 hml .4613914 .1498896 3.08 0.003 .1608809 .7619019 wml -.1578832 .1319114 -1.20 0.237 -.4223496 .1065832 lmh -.3827108 .1106018 -3.46 0.001 -.6044541 -.1609675 _cons .0094606 .006709 1.41 0.164 -.00399 .0229113
Danh mục S/LTurnover
. reg blturnrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 42.27 Model .506267901 5 .10125358 Prob > F = 0.0000 Residual .129341344 54 .00239521 R-squared = 0.7965 Adj R-squared = 0.7777 Total .635609244 59 .010773038 Root MSE = .04894
blturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.056335 .0887793 11.90 0.000 .8783431 1.234327 smb .0949233 .1964147 0.48 0.631 -.2988644 .4887111 hml .0770901 .1481831 0.52 0.605 -.2199992 .3741794 wml .0285896 .1304096 0.22 0.827 -.232866 .2900452 lmh .1435095 .1093427 1.31 0.195 -.0757094 .3627283 _cons .0075713 .0066326 1.14 0.259 -.0057262 .0208688
Danh mục B/LTurnover
Danh mục B/HTurnover . reg bhturnrf rmrf smb hml wml lmh
Source SS df MS Number of obs = 60 F( 5, 54) = 117.73 Model 1.39602225 5 .279204451 Prob > F = 0.0000 Residual .128061906 54 .002371517 R-squared = 0.9160 Adj R-squared = 0.9082 Total 1.52408416 59 .025831935 Root MSE = .0487
bhturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.057414 .0883391 11.97 0.000 .8803049 1.234523 smb .1196523 .1954408 0.61 0.543 -.2721829 .5114876 hml -.1465283 .1474484 -0.99 0.325 -.4421446 .1490879 wml -.0138888 .129763 -0.11 0.915 -.2740481 .2462704 lmh -.9443366 .1088005 -8.68 0.000 -1.162469 -.7262046 _cons .0062006 .0065997 0.94 0.352 -.007031 .0194322
- 58 -
4.5.2. Kết quả hồi quy
Bảng 4.16: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 6 danh mục đầu tư sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Nhóm theo tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường
L M H
1.0988 1.0438 1.0696 1.0323
0.9872 -0.0138 0.9107 -0.3894
-0.7096 -0.0801 0.8539 0.2027
-0.1462 0.0302 -0.0374 -0.2807
-0.1530 -0.1140 Hệ số β 0.9809 1.0730 Hệ số s 0.7618 0.0628 Hệ số h 0.3347 0.3564 Hệ số w -0.1456 -0.0787 Hệ số l -0.1715 -0.0641 -0.2030 -0.3493 Nhóm theo quy mô S B S B S B S B S B
Nhìn vào bảng tóm tắt hệ số hồi quy của năm nhân tố trong sáu danh mục đầu tư
- 59 -
được sắp xếp theo quy mô công ty và giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, hệ số hồi
quy nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty, nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường và nhân tố xu hướng tương đồng với mô hình bốn nhân tố. Đối với
nhân tố thanh khoản mới thêm vào mô hình, hệ số hồi quy đều âm ở tất cả 6 danh
mục, tức là nhân tố thanh khoản có quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lợi của
danh mục đầu tư. Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Ulas UNLU, hệ số hồi
quy của nhân tố thanh khoản đều dương ở cả 6 danh mục.
Bảng 4.17: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 4 danh mục đầu tư sắp xếp theo
quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước
Nhóm theo tỷ suất sinh lợi năm trước
WMomentum LMomentum
Hệ số β
1.1521 1.0182 1.0443 1.1260
Hệ số s
0.8123 -0.1898 0.6806 -0.0581
Hệ số h
0.4165 0.2112 0.5103 0.1175
Hệ số w
0.3736 0.5199 -0.4592 -0.6473
Hệ số l
-0.2005 0.0810 0.0240 -0.1435 Nhóm theo quy mô S B S B S B S B S B
Đối với 4 danh mục đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi
năm trước, hệ số hồi quy của nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường và xu hướng có tác động tương tự như mô hình bốn nhân
tố. Đối với nhân tố thanh khoản, hệ số hồi quy mang dấu âm đối với danh mục
- 60 -
S/WMomentum và B/LMomentum, mang dấu dương đối với danh mục B/WMomentum và
S/LMomentum.
Bảng 4.18: Hệ số hồi quy mô hình năm nhân tố ở 4 danh mục đầu tư sắp xếp theo
quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch
Nhóm theo tỷ lệ doanh số giao dịch
LTurnover HTurnover
Hệ số β
1.0460 1.0563 1.0450 1.0574
Hệ số s
0.7238 0.0949 0.6991 0.1197
Hệ số h
0.2378 0.0771 0.4614 -0.1465
Hệ số w
-0.2004 0.0286 -0.1579 -0.0139
Hệ số l
0.5294 0.1435 -0.3827 -0.9443 Nhóm theo quy mô S B S B S B S B S B
Ở 4 danh mục đầu tư sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch, nhân
tố thị trường cũng có tác động mạnh nhất và có quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh
lợi của danh mục. Nhân tố quy mô đều có quan hệ đồng biến với tất cả 4 danh mục.
Hệ số hồi quy của nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường dương ở 3 danh
mục ngoại trừ danh mục B/HTurnover. Đối với nhân tố xu hướng, hệ số hồi quy lại âm
ở 3/4 danh mục ngoại trừ danh mục B/LTurnover. Hệ số hồi quy của nhân tố thanh
khoản dương ở danh mục có tỷ lệ giao dịch thấp và âm ở danh mục có tỷ lệ giao
dịch cao. Kết quả này cho thấy tác động của nhân tố thanh khoản đến tỷ suất sinh
lợi của các danh mục đầu tư.
- 61 -
4.5.3. Kiểm định kết quả hồi quy
4.5.3.1. Kiểm định giả thiết đối với các hệ số hồi quy
Bảng 4.19: Kết quả kiểm định hệ số hồi qua mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư. (*) Kiểm định ở mức ý nghĩa 10%
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định
1 S/H
2 S/M
3 S/L
4 B/H
5 B/M
0.0000 0.0000 0.0000 0.7780 0.0720 0.1620 0.0000 0.0000 0.0170 0.2270 0.0910 0.8040 0.0000 0.0000 0.0000 0.2620 0.1640 0.0270 0.0000 0.1620 0.3330 0.1300 0.0260 0.0870 0.0000 0.7150 0.0080 0.4910 0.5040 0.1950 β s h w l a β s h w l a β s h w l a β s h w l a β s h w l a 1.0696 0.9107 0.8539 -0.0374 -0.2030 0.0095 0.9809 0.7618 0.3347 -0.1456 -0.1715 0.0015 1.0988 0.9872 -0.7096 -0.1462 -0.1530 0.0149 1.0323 -0.3894 0.2027 -0.2807 -0.3493 0.0162 1.0730 0.0628 0.3564 -0.0787 -0.0641 0.0076 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 (*) Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 (*) Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0
- 62 -
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p
6 B/L
7 S/ WMomentum
8 S/ LMomentum
9 B/ WMomentum
10 B/ LMomentum
11 S/LTurnover
0.0000 0.9390 0.5530 0.7990 0.2550 0.7200 0.0000 0.0000 0.0130 0.0120 0.1010 0.0360 0.0000 0.0020 0.0020 0.0010 0.8350 0.9860 0.0000 0.3710 0.1890 0.0000 0.4920 0.6210 0.0000 0.7810 0.4560 0.0000 0.2200 0.0930 0.0000 0.0010 0.1310 0.1480 0.0000 0.2490 β s h w l a β s h w l a β s h w l a β s h w l a β s h w l a β s h w l a 1.0438 -0.0138 -0.0801 0.0302 -0.1140 0.0022 1.1521 0.8123 0.4165 0.3736 -0.2005 0.0156 1.0443 0.6806 0.5103 -0.4592 0.0240 0.0001 1.0182 -0.1898 0.2112 0.5199 0.0810 -0.0035 1.1260 -0.0581 0.1175 -0.6473 -0.1435 0.0120 1.0460 0.7238 0.2378 -0.2004 0.5294 0.0081 Kết quả kiểm định Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0
- 63 -
STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p
12 S/HTurnover
13 B/LTurnover
14 B/HTurnover
1.0450 0.6991 0.4614 -0.1579 -0.3827 0.0095 1.0563 0.0949 0.0771 0.0286 0.1435 0.0076 1.0574 0.1197 -0.1465 -0.0139 -0.9443 0.0062 0.0000 0.0010 0.0030 0.2370 0.0010 0.1640 0.0000 0.6310 0.6050 0.8270 0.1950 0.2590 0.0000 0.5430 0.3250 0.9150 0.0000 0.3520 β s h w l a β s h w l a β s h w l a Kết quả kiểm định Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0
Tương tự mô hình bốn nhân tố, hệ số hồi quy của nhân tố thị trường đều có ý nghĩa
ở 14 danh mục, nhân tố thị trường thực sự có tác động đến tỷ suất sinh lợi của các
danh mục đầu tư.
Hệ số hồi quy của nhân tố quy mô chỉ có ý nghĩa thống kê ở những danh mục đầu
tư gồm những công ty nhỏ và không có ý nghĩa ở những danh mục gồm những công
ty lớn.
Trong 7 danh mục đầu tư có quy mô nhỏ, tất cả hệ số hồi quy của nhân tố HML đều
có ý nghĩa ngoại trừ danh mục S/LTurnover. Trong 7 danh mục có quy mô lớn, tất cả
hệ số hồi quy của nhân tố HML đều không có ý nghĩa, ngoại trừ danh mục B/M.
Hệ số nhân tố WML hoàn toàn không có ý nghĩa thống kê ở 6 danh mục được sắp
xếp theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và 4 danh mục được
sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch nhưng lại có ý nghĩa thống
kê ở 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước.
- 64 -
Hệ số nhân tố LMH có ý nghĩa ở mức 10% đối với 2 danh mục S/H và S/M, không
có ý nghĩa đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm
trước. Đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao
dịch, hệ số hồi quy chỉ có ý nghĩa ở ¾ danh mục ngoại trừ danh mục B/ LTurnover.
Hệ số chặn a đều không có ý nghĩa thống kê ngoại trừ ở danh mục S/W và S/L,
nghĩa là các nhân tố trong mô hình có thể giải thích tốt biến động tỷ suất sinh lợi.
Đối với danh mục S/W, S/L thì còn có nhân tố khác tác động đến tỷ suất sinh lợi
của danh mục.
4.5.3.2. Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Tác giả sử dụng kiểm định Durbin Watson và Breusch-Godfrey với mức ý nghĩa
5% để kiểm tra xem các danh mục có hiện tượng tự tương quan hay không.
Giả thiết H0: không có tự tương quan
Bảng 4.20: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư.
STT Danh mục Giá trị Durbin Watson Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey
1 S/H 1.433131 0.0275
2 S/M 1.970502 0.9778
3 S/L 1.610555 0.1193
4 B/H 1.520705 0.0490
5 B/M 2.103567 0.5421
6 B/L 1.954676 0.9052
7 1.650526 0.1642 S/WMomentum
8 1.707633 0.3677 S/LMomentum
9 1.730752 0.4613 B/WMomentum
- 65 -
STT Danh mục Giá trị Durbin Watson Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey
10 1.629868 0.1346 B/LMomentum
11 1.762021 0.3341 S/LTurnover
12 1.777835 0.4415 S/HTurnover
13 2.01069 0.8300 B/LTurnover
14 1.720241 0.2652 B/HTurnover
Với mức ý nghĩa 5%, có 12 danh mục đều chấp nhận giả thiết H0 và 2 danh mục bác
bỏ giả thiết H0 là S/H và B/H, nghĩa là 2 danh mục này có hiện tượng tự tương quan
bậc 1 giữa các phần dư.
4.5.3.3. Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy
Tác giả kiểm định sự phù hợp của mô hình thông qua chỉ số R2 và giá trị p của kết
quả hồi quy 6 danh mục. Các nhân tố trong mô hình có thực sự giải thích được biến
động của tỷ suất sinh lợi vượt trội danh mục đầu tư.
Giả thiết H0: tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình đều bằng 0.
Bảng 4.21: Kết quả kiểm định hệ số xác định mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư
R2 Giá trị p
STT 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 0.8434 0.8469 0.8750 0.7777 0.8679 0.8583 0.8252 0.8162 0.7623 0.8677 0.7373 0.8600 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M B/L S/WMomentum S/LMomentum B/WMomentum B/LMomentum S/LTurnover S/HTurnover
- 66 -
R2 Giá trị p
STT 13 14 0.7965 0.9160 0 0 Danh mục B/LTurnover B/HTurnover
Dựa vào R2 và giá trị p của kết quả hồi quy 14 danh mục đầu tư đều có ý nghĩa
thống kê, có nghĩa là các nhân to trong mô hình giải thích tốt cho biến động tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư. Hệ số R2 cao thể hiện mô hình có thể giải thích 73,73% đến 91,60% biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục. Hệ số xác định R2 hầu
như không thay đổi so với mô hình bốn nhân tố ở 6 danh mục đầu tư được sắp xếp
theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và 4 danh mục được sắp
xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước.
4.5.3.4. Kiểm định đa cộng tuyến
Tác giả cũng sử dụng kiểm định VIF trên STATA để phát hiện tượng đa công tuyến
. estat vif
Variable VIF 1/VIF rmrf 1.74 0.573920 lmh 1.61 0.622672 smb 1.10 0.910947 wml 1.10 0.912587 hml 1.08 0.928146 Mean VIF 1.32
giữa các biến độc lập. Kết quả kiểm định như sau:
Nhìn vào kết quả kiểm định, giá trị VIF của các biến độc lập đều gần bằng 1 và nhỏ
hơn 10. Do đó, các biến độc lập trong mô hình có tương quan yếu với nhau, cũng
không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến.
4.5.3.5. Kiểm định phương sai thay đổi
Giả thiết H0: phương sai của sai số không thay đổi
- 67 -
Bảng 4.22: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục
đầu tư.
Kết quả kiểm định Chi2 Giá trị p
Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 STT 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 46.16 13.87 19.17 39.23 15.35 34.73 40.81 35.43 29.71 38.45 20.97 43.54 32.46 19.94 0.0008 0.8372 0.5105 0.0062 0.7563 0.0216 0.0039 0.0179 0.0747 0.0078 0.3991 0.0017 0.0386 0.4616 Danh mục S/H S/M S/L B/H B/M B/L S/WMomentum S/LMomentum B/WMomentum B/LMomentum S/LTurnover S/HTurnover B/LTurnover B/HTurnover
Sau khi kiểm định, có 8/14 danh mục có hiện tượng phương sai thay đổi, vi phạm
giả thiết của OLS.
4.5.3.5. Kiểm định Gibbons, Ross và Shanken (1989) (Kiểm định GRS)
Giả thiết H0: tất cả các hệ số chặn của các danh mục trong mô hình đều bằng 0
Tác giả chạy kiểm định trên phần mềm cho cả 14 danh mục. Kết quả kiểm định trên
phần mềm cho thấy giá trị thống kê của kiểm định GRS là 1.185523 và giá trị p là
0.3220188, chấp nhận giải thiết H0. Điều này có nghĩa là các nhân tố trong mô hình
có thể giải thích tốt được biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục.
4.5.4. Khắc phục vi phạm
Sau khi thực hiện các kiểm định giả thiết của OLS, danh mục S/H và B/H vừa bị
hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi. Tác giả sử dụng ma trận hiệp
phương sai của sai số do Newey – West để xuất trên STATA để khắc phục. Còn các
danh mục khác bị hiện tượng phương sai thay đổi tác giả sử dụng ma trận hiệp
phương sai White để khắc phục. Kết quả khắc phục như sau:
Danh mục S/H
. newey shrf rmrf smb hml wml lmh, lag(1)
Regression with Newey-West standard errors Number of obs = 60 maximum lag: 1 F( 5, 54) = 26.78 Prob > F = 0.0000
Newey-West shrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.069553 .1327697 8.06 0.000 .8033657 1.33574 smb .9106739 .1804502 5.05 0.000 .548893 1.272455 hml .8538907 .1086355 7.86 0.000 .6360897 1.071692 wml -.037371 .1499394 -0.25 0.804 -.3379813 .2632393 lmh -.2029513 .1086443 -1.87 0.067 -.4207699 .0148673 _cons .0095009 .0075208 1.26 0.212 -.0055773 .0245791
Danh mục B/H
. newey bhrf rmrf smb hml wml lmh, lag(1)
Regression with Newey-West standard errors Number of obs = 60 maximum lag: 1 F( 5, 54) = 17.21 Prob > F = 0.0000
Newey-West bhrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.032348 .1907952 5.41 0.000 .6498266 1.414869 smb -.3893801 .2928976 -1.33 0.189 -.9766044 .1978442 hml .2026764 .1815889 1.12 0.269 -.1613874 .5667403 wml -.2806955 .20892 -1.34 0.185 -.6995549 .1381639 lmh -.3492892 .1689138 -2.07 0.043 -.6879409 -.0106374 _cons .0161718 .0107438 1.51 0.138 -.0053683 .0377118
Danh mục B/L
. reg blrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 41.13 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8583 Root MSE = .04437
Robust blrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.043826 .0902307 11.57 0.000 .8629248 1.224728 smb -.0137508 .1475331 -0.09 0.926 -.3095368 .2820352 hml -.0801004 .1391321 -0.58 0.567 -.3590433 .1988426 wml .0301911 .145132 0.21 0.836 -.2607811 .3211633 lmh -.1140489 .1259331 -0.91 0.369 -.3665296 .1384319 _cons .0021687 .0064786 0.33 0.739 -.0108203 .0151576
- 68 -
- 69 -
. reg swrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 41.31 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8252 Root MSE = .05376
Robust swrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.152134 .1199062 9.61 0.000 .9117361 1.392531 smb .8122612 .2306302 3.52 0.001 .3498754 1.274647 hml .4165401 .1535129 2.71 0.009 .1087653 .7243148 wml .373598 .1912446 1.95 0.056 -.0098243 .7570203 lmh -.2005469 .1595386 -1.26 0.214 -.5204026 .1193087 _cons .0156341 .0078043 2.00 0.050 -.0000126 .0312809
Danh mục S/WMomentum
. reg sloserrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 35.78 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8162 Root MSE = .05143
Robust sloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.044292 .1021385 10.22 0.000 .8395168 1.249068 smb .6805658 .2073319 3.28 0.002 .2648904 1.096241 hml .5102527 .1440434 3.54 0.001 .221463 .7990424 wml -.4591761 .1740813 -2.64 0.011 -.8081881 -.1101641 lmh .0239928 .1454637 0.16 0.870 -.2676443 .31563 _cons .0001214 .0074909 0.02 0.987 -.0148969 .0151397
Danh mục S/LMomentum
. reg bloserrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 59.37 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8677 Root MSE = .05173
Robust bloserrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.126006 .1150496 9.79 0.000 .8953453 1.356666 smb -.05812 .1779404 -0.33 0.745 -.414869 .298629 hml .1175093 .1541906 0.76 0.449 -.1916242 .4266428 wml -.647324 .1606407 -4.03 0.000 -.9693891 -.3252589 lmh -.1434961 .1585463 -0.91 0.369 -.4613623 .1743701 _cons .011986 .0074746 1.60 0.115 -.0029996 .0269716
Danh mục B/LMomentum
- 70 -
. reg shturnrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 28.76 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.8600 Root MSE = .0495
Robust shturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.044961 .1332935 7.84 0.000 .7777234 1.312198 smb .6990626 .1833598 3.81 0.000 .3314483 1.066677 hml .4613914 .1348431 3.42 0.001 .1910473 .7317355 wml -.1578832 .157388 -1.00 0.320 -.4734272 .1576609 lmh -.3827108 .1470118 -2.60 0.012 -.6774517 -.0879698 _cons .0094606 .0065596 1.44 0.155 -.0036906 .0226119
Danh mục S/HTurnover
. reg blturnrf rmrf smb hml wml lmh, robust
Linear regression Number of obs = 60 F( 5, 54) = 26.41 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.7965 Root MSE = .04894
Robust blturnrf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] rmrf 1.056335 .1089295 9.70 0.000 .8379444 1.274725 smb .0949233 .1622005 0.59 0.561 -.2302691 .4201158 hml .0770901 .1589655 0.48 0.630 -.2416165 .3957967 wml .0285896 .1451948 0.20 0.845 -.2625085 .3196877 lmh .1435095 .1339211 1.07 0.289 -.1249862 .4120051 _cons .0075713 .006972 1.09 0.282 -.0064066 .0215493
Danh mục B/LTurnover
Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số hồi quy đều giống như kết quả kiểm định với
phương pháp OLS ban đầu ngoại trừ hệ số hồi quy nhân tố WML ở danh mục Danh
mục S/WMomentum. Khi hồi quy bằng OLS, hệ số hồi quy của nhân tố WML ở danh
mục này có ý nghĩa ở mức 5%, nhưng khi sử dụng ma trận hiệp phương sai White,
hệ số hồi quy này chỉ có ý nghĩa ở mức 10%.
4.5.4. Tổng kết mô hình năm nhân tố
Đối với 6 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên
giá trị thị trường và 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ suất sinh
- 71 -
lợi năm trước, nhân tố thị trường, nhân tố quy mô công ty và nhân tố tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường có tác động tương tự như ở mô hình bốn nhân tố. Nhân tố
thanh khoản LMH thực sự chỉ tác động đến tỷ suất sinh lợi của 3 danh mục S/H,
S/M và B/H và có mối tương quan nghịch chiều đến tỷ suất sinh lợi của danh mục.
Kết quả này khác với nghiên cứu của Ulas UNLU 2013, hệ số hồi quy có ý nghĩa
thống kê ở 5/6 danh mục và có hệ số hồi quy đều âm, tức là tỷ lệ doanh số giao dịch
có tác động rõ rệt hơn ở thị trường Istanbul hơn ở thị trường Việt Nam khi sắp xếp
theo quy mô mà tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Ngoài ra, ở 6 danh mục
này, nhân tố xu hướng có ý nghĩa thống kê ở cả 6 danh mục trong khi kết quả
nghiên cứu của tác giả ở Việt Nam lại không có ý nghĩa thống kê.
Đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch,
nhân tố thị trường cũng tác động mạnh và rõ nét nhất đến tỷ suất sinh lợi ở cả 4
danh mục. Nhân tố quy mô công ty cũng chỉ thực sự tác động đến tỷ suất sinh lợi
của danh mục có quy mô nhỏ và có mối quan hệ đồng biến, tức là công ty có quy
mô nhỏ sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn những danh mục có quy mô lớn. Nhân tố
HML chỉ tác động duy nhất đến tỷ suất sinh lợi của danh mục có quy mô nhỏ và tỷ
lệ doanh số giao dịch cao. Nhân tố xu hướng WML hoàn toàn không có tác động
đến tỷ suất sinh lợi của bất kỳ danh mục nào trong số 4 danh mục. Nhân tố thanh
khoản có tác động ở ¾ danh mục ngoại trừ danh mục B/LTurnover, ở danh mục công
ty có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp thì có tương quan dương và ở danh mục công ty
có tỷ lệ doanh số giao dịch cao thì có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi của danh
mục, tức là danh mục có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp sẽ có tỷ suất sinh lợi cao hơn
những danh mục có tỷ lệ doanh số giao dịch cao, cho thấy tác động của nhân tố
thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục này.
Mô hình gồm năm nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường và xu hướng có thể giải thích tốt biến động của tỷ suất sinh lợi của các
danh mục, mức độ giải thích tương đối cao lên đến 91% ở danh mục B/HTurnover.
Tuy nhiên, mức độ giải thích tăng không nhiều so với mô hình ba nhân tố.
- 72 -
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN
5.1. Kết luận về kết quả nghiên cứu
Sau khi thực hiện chạy hồi quy nghiên cứu tác động của nhân tố thị trường, quy mô
công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng và thanh khoản, tác giả
nhận thấy các nhân tố đều có tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư, kết
quả có những điểm phù hợp với các nghiên cứu trước đây nhưng không rõ ràng và
có những điểm khác biệt so với nghiên cứu trước đây ở các quốc gia khác. Ngoài
nhân tố thị trường, các nhân tố khác chỉ có tác động và có ý nghĩa thống kê ở một số
danh mục trong tổng số 14 danh mục được xây dựng. Cụ thể như sau:
Thứ nhất, đối với 6 danh mục được xây dựng dựa trên quy mô công ty và tỷ lệ giá
trị sổ sách trên giá trị thị trường.
Nhân tố thị trường có mối quan hệ đồng biến và có tác động mạnh đến tỷ suất sinh
lợi của tất cả các danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ
sách trên giá trị thị trường.
Nhân tố SMB chỉ tác động đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục có quy mô nhỏ. Tỷ
suất sinh lợi của danh mục có mối quan hệ nghịch biến đối với công ty, tỷ suất sinh
lợi của các công ty nhỏ cao hơn tỷ suất sinh lợi của công ty có quy mô lớn.
Nhân tố HML tác động đến tỷ suất sinh lợi của 4/6 danh mục đầu tư, trừ B/H và
B/L. Ở danh mục các công ty có quy mô nhỏ, công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá
trị thị trường cao có tỷ suất sinh lợi cao hơn các công ty có tỷ lệ này thấp.
Nhân tố xu hướng WML không tác động đến tỷ suất sinh lợi của cả 6 danh mục đầu
tư.
Nhân tố thanh khoản LMH chỉ tác động đến tỷ suất sinh lợi của 3 danh mục S/H,
S/M và B/H và có mối tương quan nghịch chiều đến tỷ suất sinh lợi của danh mục.
- 73 -
Thứ hai, đối với 4 danh mục được xây dựng dựa trên quy mô công ty và tỷ suất sinh
lợi quá khứ, nhân tố thị trường cũng có tác động và đồng biến ở tất cả 4 danh mục.
Nhân tố quy mô SMB và nhân tố HML chỉ có tác động và có quan hệ đồng biến với
tỷ suất sinh lợi của các danh mục có quy mô nhỏ. Nhân tố xu hướng WML có quan
hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi của danh mục có tỷ suất sinh lợi năm trước cao và
có quan hệ nghịch biến với tỷ suất sinh lợi của danh mục có tỷ suất sinh lợi năm
trước thấp.
Thứ ba, đối với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số
giao dịch, nhân tố thị trường cũng tác động mạnh và rõ nét nhất đến tỷ suất sinh lợi
ở cả 4 danh mục. Nhân tố quy mô công ty cũng chỉ thực sự tác động đến tỷ suất sinh
lợi của danh mục có quy mô nhỏ và có mối quan hệ đồng biến. Nhân tố HML chỉ
tác đến tỷ suất sinh lợi của danh mục có quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giao dịch
cao. Nhân tố xu hướng WML hoàn toàn không tác động đến tỷ suất sinh lợi của bất
kỳ danh mục nào trong số 4 danh mục. Nhân tố thanh khoản tác động đến tỷ suất
sinh lợi ở ¾ danh mục ngoại trừ danh mục B/LTurnover, ở danh mục công ty có tỷ lệ
doanh số giao dịch thấp thì có tương quan dương và ở danh mục công ty có tỷ lệ
doanh số giao dịch cao thì có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi của danh mục.
5.2. Hạn chế của đề tài
Đề tài này chỉ tập trung nghiên cứu 5 nhân tố gồm thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ
giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng và thanh khoản. Ngoài các nhân tố
này, tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu còn chịu tác động của những nhân tố khác không
được đề cập đến trong đề tài. Do đó, chúng ta còn phải nghiên cứu thêm để tìm
những nhân tố khác để có thể giải thích hoàn toàn biến động của tỷ suất sinh lợi cổ
phiếu.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TIẾNG VIỆT
1. Trần Ngọc Thơ (2005), Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Nhà xuất bản Thống
Kê.
TIẾNG ANH
2. Brighi, Paola, D'Addona, Stefano (2008), An empirical investigation of the
Italian stock market based on the augmented Fama and French three-factor
pricing model
3. ELAHI Mirza Nawazish (2008), Size and Value Premium in Karachi Stock
Exchange.
4. Eugene F.Fama and Kenneth R.French (1993), Common risk factors in the
returns on stocks and bonds, Journal of Financial Economics 33 (1993) 3-56
North Holland.
5. Gilbert V. Nartea, Bert D. Ward, Hadrian G. Djajadikerta (2009), Size, BM,
and momentum effects and the robustness of the Fama-French three-factor
model: Evidence from New Zealand, International Journal of Managerial
Finance, Vol. 5 Iss: 2, pp.179 – 200.
6. Glenn Pettengill, George Chang, James Hueng (2012), Risk-return Predictions
with the Fama-french Three-factor Model Betas, International Journal of
Economics and Finance ISSN 1916-971X.
7. Hassan Ghalibaf Asl, Mehdi Karimi & Elham Eghbali (2012), Studying
Liquidity Premium Pricing, Size, Value and Risk of Market in Tehran Stock
Exchange, International Journal of Economics and Finance; Vol. 4, No. 9;
2012, ISSN 1916-971X E-ISSN 1916-9728.
Intan N. Awwaliyah and Zaafri A. Husodo (2011), On The Robustness of The 8.
Extended Fama-French Three Factor Model.
9. Lars Petter Lunden (2007), Extending the three-factor model of Fama and
French to capture the variation of Brazilian stock returns.
10. Mark M. Carhart (1997), On Persistence in Mutual Fund Performance,
Journal of Finance, Volum 52, Issue 1 (Mar., 1997), 57-82.
11. Rowland Bismark Fernando Pasaribu (2009), Stock Portfolio With Fama-
French Model In Indonesian Stock Exchange, Journal of Accounting &
Business, Vol. 9, No. 1, February 2009 (1-12), ISSN: 1412 – 0852.
12. Sabine Artmann, Philipp Finter, and Alexander Kempf (2011), Determinants
of Expected Stock Returns: Large Sample Evidence from the German Market
13. Sobhesh K. Agarwalla, Joshy Jacob & Jayanth R. Varma (2013), Four factor
model in Indian equities market.
14. Ulas UNLU (2013), Evidence to Support Multifactor Atsset Pricing Models:
The Case of The Istanbul Stock Exchange, Asian Journal of Finance &
Accounting, ISSN 1946-052X, 2013, Vol. 5, No.1.
CÁC TRANG WEB
15. www.hsx.vn
16. www.hnx.vn
17. www.cophieu68.vn
18. www.fpts.vn
