Các Nhân Tố Tác Động Đến Tỷ Suất Sinh Lợi Cổ Phiếu Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam

GIỚI THIỆU VỀ ĐỀ TÀI

Lý do ch ọn đề tài

Thị trường chứng khoán đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế của các quốc gia, thu hút sự chú ý từ Nhà nước, công ty niêm yết, nhà môi giới và cả nhà đầu tư cá nhân lẫn tổ chức Đối với nhà đầu tư, định giá chứng khoán là ưu tiên hàng đầu, vì việc định giá chính xác giúp gia tăng giá trị đầu tư qua các giao dịch Định giá không chỉ đơn thuần là xác định giá trị của chứng khoán mà còn bao gồm việc phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến biến động giá Ngoài ra, định giá còn liên quan đến việc dự báo giá, vì nếu hiểu rõ các yếu tố tác động, nhà đầu tư có thể dự đoán giá trong tương lai bằng cách phân tích các yếu tố này.

Thị trường trái phiếu tại Việt Nam hiện chưa phát triển mạnh, với số lượng trái phiếu niêm yết còn hạn chế và chủ yếu là từ Chính phủ và doanh nghiệp nhà nước, trong khi giao dịch không sôi động như thị trường cổ phiếu Do đó, tác giả quyết định giới hạn nghiên cứu vào thị trường cổ phiếu niêm yết và tiến hành khảo sát "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

Bài nghiên cứu này nhằm phân tích tác động của các yếu tố đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam, với trọng tâm vào năm yếu tố chính: rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, xu hướng và thanh khoản Nghiên cứu sẽ giải quyết các vấn đề liên quan đến ảnh hưởng của ba yếu tố, bao gồm 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 của cổ phiếu theo mô hình Fama - French.

Tác giả đã bổ sung yếu tố xu hướng, dựa trên tỷ suất sinh lợi trong quá khứ, vào mô hình nghiên cứu để phân tích ảnh hưởng của bốn yếu tố trong mô hình đối với tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.

Cuối cùng, tác giả đã bổ sung yếu tố thanh khoản vào mô hình nhằm phân tích ảnh hưởng của năm yếu tố trong mô hình đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.

Bài nghiên cứu này dựa trên các nghiên cứu trước đó để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Dữ liệu cho mô hình hồi quy trong 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 áp dụng các phương pháp phân tích tương quan và hồi quy tuyến tính sử dụng phương pháp bình phương bé nhất OLS với dữ liệu chuỗi thời gian để xây dựng mô hình hồi quy và trình bày kết quả.

Tác giả đã sử dụng Microsoft Excel 2013 để tính toán và lọc các dữ liệu cần thiết, sau đó tiến hành phân tích dữ liệu và chạy mô hình hồi quy bằng phần mềm STATA.

Nghiên cứu này đưa ra bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của các yếu 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 đối với tỷ suất sinh lợi trên thị trường cổ phiếu Việt Nam, những yếu tố đã được phân tích rộng rãi trên toàn cầu.

Nhà đầu tư có thể sử dụng các bằng chứng này để định giá cổ phiếu và dự báo giá trong tương lai, từ đó xây dựng chiến lược đầu tư hiệu quả nhằm 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: Gi ới 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 c ứu trước đây Trong chương này, tác giả tóm tắt các nghiên cứu trước đây về các nhân tốtác 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 ởChương 4

Chương 4: Nghiên c ứu tác động của các nhân tố đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên th ị trường chứng khoán Việt Nam Trong chương này, tác giả đưa ra kết quả và phân tích kết quả vềtác động của các nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thịtrường, xu hướng và thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu

Chương 5: K ết luận Ở chương này, tác giả tổng kết lại vấn đề nghiên cứu và các hạn chế của bài nghiên cứu.

K ế t c ấ u c ủa đề tài

Ngoài phần tóm tắt, danh mục bảng, tài liệu tham khảo, đề tài gồm 5 chương, bao gồm:

Chương 1: Gi ới 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 c ứu trước đây Trong chương này, tác giả tóm tắt các nghiên cứu trước đây về các nhân tốtác 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 ởChương 4

Chương 4: Nghiên c ứu tác động của các nhân tố đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên th ị trường chứng khoán Việt Nam Trong chương này, tác giả đưa ra kết quả và phân tích kết quả vềtác động của các nhân tố rủi ro thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thịtrường, xu hướng và thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu

Chương 5: K ết luận Ở chương này, tác giả tổng kết lại vấn đề nghiên cứu và các hạn chế của bài nghiên cứu.

CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Các nghiên c ứ u trên th ế gi ớ i

Trên toàn cầu, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra các yếu tố ảnh hưởng đến biến động giá tài sản, từ đó giúp dự đoán giá tài sản trong tương lai và đưa ra quyết định đầu tư Một trong những mô hình quan trọng là mô hình định giá tài sản vốn (CAPM), được William Sharpe phát triển vào năm 1964, giải thích mối quan hệ giữa rủi ro và tỷ suất sinh lợi của tài sản Mô hình này nhấn mạnh rằng không phải tất cả rủi ro đều tác động đến giá tài sản và có những loại rủi ro có thể được đa dạng hóa và giảm thiểu thông qua việc đưa tài sản vào danh mục đầu tư.

CAPM phân tích rủi ro của danh mục đầu tư thông qua hai loại rủi ro chính: rủi ro hệ thống và rủi ro không hệ thống Rủi ro hệ thống là rủi ro không thể tránh khỏi, ảnh hưởng đến toàn bộ thị trường và không thể được loại bỏ bằng cách đa dạng hóa danh mục đầu tư Ngược lại, rủi ro không hệ thống là rủi ro có thể giảm thiểu hoặc loại bỏ hoàn toàn thông qua việc đa dạng hóa.

Theo mô hình CAPM, tỷ suất sinh lợi của một chứng khoán được xác định bằng tỷ suất sinh lợi phi rủi ro cộng với beta của 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: tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư

R f : tỷ suất sinh lợi phi rủi ro

R m : tỷ suất sinh lợi của danh mục toàn thị trường β: hệ số góc của phương trình hồi quy

CAPM cho rằng hệ số Beta là chỉ số đo lường rủi ro liên quan đến đầu tư, với mối tương quan thuận giữa Beta và tỷ suất sinh lợi kỳ vọng Tỷ suất sinh lợi kỳ vọng cũng có mối quan hệ thuận và tuyến tính với Beta thị trường cùng với rủi ro hệ thống Hệ số Beta được công nhận rộng rãi trong việc giải thích độ nhạy cảm của tỷ suất sinh lợi tài sản khi có sự thay đổi trên thị trường.

Dựa trên nghiên cứu của Sharp (1964), Fama – French khẳng định rằng rủi ro thị trường không thể giải thích đầy đủ sự biến động của tỷ suất sinh lợi Năm 1993, họ thực hiện một nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy chuỗi thời gian với dữ liệu từ thị trường chứng khoán Mỹ, kéo dài từ năm 1963.

Năm 1991, tác giả đã nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố rủi ro như thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường, kỳ hạn và rủi ro vỡ nợ trong thị trường trái phiếu đến sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và trái phiếu.

Tác giả phân loại sáu danh mục đầu tư dựa trên giá trị vốn hóa thị trường của cổ phiếu và tỷ lệ giữa giá trị sổ sách với 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 thịtrường 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 thịtrường 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 thịtrường 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 thịtrường 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 thịtrường 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 thịtrường cao

Tác giả đã phát triển nhân tố SMB để mô phỏng rủi ro liên quan đến quy mô công ty và nhân tố HML để mô phỏng rủi ro liên quan đến tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Sau đó, tác giả tiến hành hồi quy tỷ suất sinh lợi.

25 danh mục phân nhóm theo giá trị vốn hóa thị trường và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thịtrường

Mô hình ba nhân tố đã chứng minh khả năng giải thích tốt nhất sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, theo kết quả chạy hồi quy.

R i : tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư i

R m : tỷ suất sinh lợi của danh mục toàn thị trường

Hệ số β trong mô hình ba nhân tố - βi tương tự như β trong mô hình CAPM nhưng có giá trị thấp hơn do có thêm hai nhân tố bổ sung, mỗi nhân tố này có hệ số hồi quy riêng để giải thích một phần tỷ suất sinh lợi của danh mục.

SMB đại diện cho sự chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa danh mục chứng khoán của các công ty nhỏ và lớn trong quá khứ, trong khi HML phản ánh chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa các công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao và thấp Các hệ số hồi quy βi, si, hi tương ứng với phần bù rủi ro của danh mục chứng khoán thị trường, yếu tố quy mô - SMB và yếu tố giá trị - HML.

Kết quả nghiên cứu của tác giảnhư sau:

Trong nghiên cứu, ba yếu tố chính ảnh hưởng mạnh mẽ đến sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu bao gồm thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Các yếu tố khác không có ý nghĩa đáng kể trong việc giải thích sự biến động này.

Mối quan hệ giữa quy mô và tỷ suất sinh lợi trung bình là ngược chiều, trong khi tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có mối tương quan cùng chiều mạnh hơn với tỷ suất sinh lợi trung bình Đối với nhóm danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường (ngoại trừ nhóm có tỷ lệ thấp nhất), tỷ suất sinh lợi giảm khi quy mô tăng, cho thấy hệ số của nhân tố quy mô SMB là dương Đối với các danh mục cùng quy mô, tỷ suất sinh lợi trung bình có xu hướng tăng theo 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 cũng là dương.

Tỷ suất sinh lợi cao thường đi kèm với việc chấp nhận rủi ro lớn Theo lý thuyết Fama-French, hệ số dương của nhân tố quy mô SMB phản ánh rằng các doanh nghiệp nhỏ thường có mức độ rủi ro cao hơn, hiệu suất hoạt động kém hơn và chi phí đại diện lớn hơn, dẫn đến việc nhà đầu tư yêu cầu một phần bù rủi ro lớn hơn.

Các công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thường gặp khó khăn về tài chính, điều này tạo ra rủi ro cho các nhà đầu tư Do đó, nhà đầu tư thường nhận được phần bù giá trị dương khi đầu tư vào những công ty này.

Các nghiên c ứ u ở Vi ệ t Nam

Năm 2011, một nhóm sinh viên từ Đại Học Kinh tế TPHCM đã nghiên cứu tác động của các yếu tố như thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách, xu hướng, đầu tư và lợi nhuận trên tổng tài sản đến tỷ suất sinh lợi Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu từ 95 công ty niêm yết tại sở giao dịch chứng khoán, nhằm phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố này và giá trị thị trường.

TP Hồ Chí Minh, Việt Nam trong giai đoan từ tháng 1-2008 đến tháng 12-2010

Kết quả nghiên cứu như sau:

Mô hình ba nhân tố Fama – French cho thấy rằng nhân tố quy mô có mối quan hệ nghịch chiều với tỷ suất sinh lợi, trong khi đó nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường lại có mối quan hệ thuận chiều với tỷ suất sinh lợi.

Mô hình bốn nhân tố Carhart bổ sung nhân tố xu hướng vào mô hình Fama – French, cho thấy hệ số nhân tố xu hướng âm ở tất cả các danh mục phân loại theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường Khi phân loại danh mục dựa trên quy mô và tỷ suất sinh lợi trong quá khứ, hệ số hồi quy của nhân tố xu hướng dương đối với danh mục có tỷ suất sinh lợi cao và âm với danh mục có tỷ suất sinh lợi thấp.

Vào năm 2011, Trần Minh Ngọc đã nghiên cứu tác động của các yếu tố thị trường, quy mô công ty, giá trị sổ sách và xu hướng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 01/2004 đến tháng 12/2010 Tác giả đã 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, và đã đưa ra các kết quả nghiên cứu đáng chú ý.

Tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn từ các yếu tố như thị trường, tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường, và lợi nhuận trong quá khứ, trong khi tác động của quy mô vốn hóa là không đáng kể.

Mô hình Fama - French có mức độ giải thích cao hơn so với mô hình CAPM, trong khi mô hình Carhart lại vượt trội hơn Fama - French về khả năng giải thích.

Từ các bằng chứng thực nghiệm nêu trên cho thấy, mô hình ba nhân tố Fama -

Nghiên cứu về biến động tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán thường sử dụng các yếu tố như thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Những yếu tố này có ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, tuy nhiên, mức độ tác động không đồng nhất ở các quốc gia khác nhau Bên cạnh đó, các nhà nghiên cứu cũng chỉ ra rằng yếu tố thanh khoản và lợi nhuận trong một năm trước đó cũng góp phần quan trọng vào tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨ U

Mô hình nghiên c ứ u

Bài nghiên cứu này nhằm tìm hiểu tác động của năm nhân tố đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu, bao 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 đạt được mục tiêu này, tác giả đã tiến hành nghiên cứu qua ba giai đoạn.

Mô hình Fama – French đã được chứng minh là hiệu quả tại nhiều quốc gia, do đó tác giả áp dụng mô hình này để phân tích ảnh hưởng của ba yếu tố rủi ro: thị trường, quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách đến biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.

Mô hình ba nhân tố

Tác giả đã bổ sung vào mô hình một yếu tố xu hướng nhằm xem xét liệu yếu tố này có ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu hay không.

Mô hình bốn nhân tố

Cuối cùng, tác giả đã bổ sung yếu tố thanh khoản vào mô hình nhằm phân tích ảnh hưởng của yếu tố này đến sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.

Mô hình năm nhân tố

R i : tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư i

R m : 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 thịtrường

LMH là nhân tố thanh khoản, trong khi β đại diện cho hệ số hồi quy nhân tố thị trường của danh mục đầu tư i Hệ số hồi quy nhân tố quy mô công ty được ký hiệu là s i, trong khi h i biểu thị hệ số hồi quy nhân tố giá trị sổ sách trên giá trị thị trường Hệ số hồi quy nhân tố xu hướng được ký hiệu là w i, và cuối cùng, l i là hệ số hồi quy nhân tố thanh khoản.

Phương pháp thu thậ p và x ử lý d ữ li ệ u

3.2.1 Phương pháp thu thập dữ liệu

Trong nghiên cứu này, tác giả đã thu thập dữ liệu từ các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP Hồ Chí Minh, chọn lọc các công ty niêm yết trước tháng 07/2008 và chưa bị hủy niêm yết Các công ty thuộc lĩnh vực tài chính đã được loại trừ do hoạt động theo nguyên tắc riêng Sau khi lọc, tác giả giữ lại những công ty có dữ liệu đầy đủ cho tất cả các biến số trong mô hình, kết quả là mẫu nghiên cứu gồm 103 công ty với thời gian nghiên cứu từ tháng 7/2008 đến tháng 6/2013.

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 báo cáo tài chính hàng năm và bán niên, bao gồm bảng cân đối kế toán và bảng thuyết minh của các công ty niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM (www.hsx.vn) Thông tin về giá thị trường cổ phiếu, số lượng cổ phiếu giao dịch và chỉ số VNIndex trong giai đoạn nghiên cứu được lấy từ hệ thống cơ sở dữ liệu của trang web www.cophieu68.vn, trong khoảng thời gian từ tháng 07/2007 đến tháng 06/2013, nhằm thu thập tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trong một năm trước đó.

Giá cổ phiếu là giá đóng cửa của phiên giao dịch vào ngày đầu tiên và ngày cuối của mỗi tháng

Chỉ sốVNINDEX được sử dụng để tính tỷ suất sinh lợi của danh mục thị trường

Tỷ suất sinh lợi phi rủi ro được xác định qua lãi suất của tài sản phi rủi ro, cụ thể là lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 5 năm do Kho Bạc Nhà Nước phát hành Nghiên cứu này sử dụng lãi suất trúng thầu của các tháng có đấu thầu loại trái phiếu này; trong các tháng không có đợt đấu thầu, lãi suất sẽ được giữ nguyên từ tháng trước Dữ liệu lãi suất trái phiếu được thu thập từ Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội tại địa chỉ www.hnx.vn.

Sốlượng giao dịch là sốlượng 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 sốđại diện cho các đặc điểm của công ty và tỷ suất sinh lợi

Quy mô công ty = sốlượng 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

Vào ngày 30/06 hàng năm, các cổ phiếu được phân loại theo quy mô công ty và được sắp xếp từ thấp đến cao Từ danh sách này, 50% cổ phiếu đứng đầu được đưa vào nhóm quy mô nhỏ (S), trong khi phần còn lại được xếp vào nhóm quy mô lớn (B).

Hàng năm, các cổ phiếu được chọn sẽ được xếp hạng theo tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường dựa trên báo cáo tài chính cuối năm t-1 Từ đó, 30% cổ phiếu có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp nhất sẽ được phân loại vào nhóm L, trong khi 30% cổ phiếu có tỷ lệ cao nhất sẽ vào nhóm H Phần còn lại sẽ được xếp vào nhóm M, đại diện cho tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường trung bình.

Từđó, 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

Danh mục 6 B/H bao gồm các cổ phiếu lớn với tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao Để xác định xu hướng, cổ phiếu được sắp xếp vào cuối tháng 6 dựa trên tỷ suất sinh lợi 11 tháng từ tháng j-12 đến tháng j-2 Cổ phiếu được chia thành hai nhóm theo quy mô (50% cổ phiếu quy mô nhỏ và 50% quy mô lớn) và ba nhóm dựa trên tỷ suất sinh lợi 11 tháng trước: 30% cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao nhất vào danh mục W Momentum, 30% cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi thấp nhất vào danh mục L Momentum, và phần còn lại vào danh mục M Momentum với tỷ suất sinh lợi trung bình.

1 S/ W Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước cao

2 S/ M Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước trung bình

3 S/ L Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp

4 B/ W Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước cao

5 B/ M Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước trung bình

6 B/ L Momentum Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ suất sinh lợi năm trước thấp

Nhân tố thanh khoản trong mô hình năm nhân tố được đại diện bởi tỷ lệ doanh số giao dịch, tính bằng số lượng giao dịch hàng tháng chia cho số lượng cổ phiếu phát hành Để tính toán nhân tố này, sáu danh mục được thiết lập, trong đó cổ phiếu được phân chia thành hai nhóm theo quy mô (50% cổ phiếu nhỏ và 50% cổ phiếu lớn) và ba nhóm dựa trên tỷ lệ doanh số: 30% cổ phiếu có tỷ lệ doanh số cao nhất vào danh mục H Turnover, 30% cổ phiếu có tỷ lệ doanh số thấp nhất vào danh mục L Turnover, và các cổ phiếu còn lại vào danh mục M Turnover với tỷ lệ doanh số trung bình.

1 S/ LTurnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giaodịch 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/ H Turnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô nhỏ và có tỷ lệ doanh số giao dịch cao

4 B/ L Turnover Danh mục bao gồmcác cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp

5 B/ M Turnover Danh mục bao gồm các cổ phiếu thuộc nhóm quy mô lớn và có tỷ lệ doanh số giao dịch trung bình

6 B/ H Turnover 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

Tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục i Ri – Rf

Trung bình tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu trong danh mục - Tỷ suất sinh lợi của tài sản phi rủi ro

Tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường R m – R f

[(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

STT Tên biến Ký hiệu Công thức

3 Nhân tố quy mô công ty SMB (S/L + S/M + S/H)/3 –

Nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML (S/H + B/H)/2 – (S/L + B/L)/2

5 Nhân tố xu hướng WML (S/W Momentum + B/W Momentum )/2 –

6 Nhân tố thanh khoản LMH (S/L Turnover + B/L Turnover )/2 –

Như vậy, năm nhân tốtác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu đã được xác định Đó là:

Nhân tố rủi ro thị trường R m – R f : là chênh lệch tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ suất sinh lợi phi rủi ro

Nhân tố quy mô SMB phản ánh sự chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu nhỏ có giá trị thị trường thấp và cổ phiếu lớn có giá trị thị trường cao.

Tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường HML phản ánh sự chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu có tỷ lệ giá trị sổ sách cao và tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu có tỷ lệ giá trị sổ sách thấp.

Nhân tố xu hướng WML được xác định bởi sự chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của các danh mục cổ phiếu có hiệu suất cao trong quá khứ và tỷ suất sinh lợi của những danh mục cổ phiếu có hiệu suất thấp hơn.

Nhân tố thanh khoản LMH được xác định bởi sự chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có tỷ lệ giao dịch thấp và tỷ suất sinh lợi của danh mục cổ phiếu có tỷ lệ giao dịch cao.

Gi ả thi ế t nghiên c ứ u

Hệ số hồi quy của nhân tố thị trường là dương, với VNIndex được sử dụng làm đại diện cho thị trường, phản ánh biến động của tất cả cổ phiếu niêm yết Mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường và tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư là thuận chiều, theo nghiên cứu của Sharpe (1964) Kết quả nghiên cứu của Fama – French cũng cho thấy kết quả dương đối với tất cả các danh mục đầu tư.

Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và quy mô công ty có mối quan hệ nghịch biến, theo nghiên cứu của Fama – French năm 1993, cho thấy rằng các công ty nhỏ thường đối mặt với nhiều rủi ro hơn so với các công ty lớn.

Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường có mối quan hệ đồng biến, theo nghiên cứu của Fama – French năm 1993 Các công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao thường dễ gặp khó khăn tài chính hơn so với những công ty có tỷ lệ này thấp.

Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu có mối tương quan đồng biến với tỷ suất sinh lợi năm trước, theo nghiên cứu của Carhart (1997), cho thấy rằng những cổ phiếu có tỷ suất sinh lợi cao trong năm trước thường tiếp tục đạt được tỷ suất sinh lợi cao hơn trong các năm tiếp theo.

Tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu và tính thanh khoản có mối quan hệ nghịch biến, nghĩa là cổ phiếu có tính thanh khoản thấp thường đi kèm với rủi ro cao hơn so với những cổ phiếu có tính thanh khoản cao.

Phương pháp ước lượ ng

Để phân tích ảnh hưởng của các yếu tố rủi ro đến biến động tỷ suất sinh lợi, tác giả áp dụng phương pháp bình phương bé nhất OLS để ước lượng dữ liệu nghiên cứu Kết quả hồi quy sẽ giúp xác định các nhân tố tác động đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.

Tác giả tiến hành kiểm định các giả thiết của phương pháp hồi quy OLS, bao gồm kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu, hệ số xác định của mô hình, tự tương quan, đa cộng tuyến, phương sai thay đổi, và kiểm định F (GRS) của Gibbons, Ross và Shanken năm 1989 với mức ý nghĩa 5%.

Trong trường hợp mô hình vi phạm giả thiết tự tương quan, tác giả áp dụng ma trận hiệp phương sai của sai số theo phương pháp Newey – West để khắc phục Đối với mô hình vi phạm giả thiết phương sai thay đổi, tác giả sử dụng ma trận hiệp phương sai do White đề xuất Khi mô hình gặp cả hai vấn đề là vi phạm giả thiết tự tương quan và phương sai thay đổi, tác giả tiếp tục sử dụng ma trận hiệp phương sai của sai số theo phương pháp Newey – West để giải quyết.

Trong luận văn này, tác giả áp dụng nghiên cứu định lượng để phân tích ảnh hưởng của năm yếu 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 Để ước lượng hệ số của các yếu tố này, tác giả sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính.

Dữ liệu nghiên cứu trong bài viết được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau, bao gồm báo cáo tài chính (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 và số lượng giao dịch cổ phiếu từ website www.cophieu68.vn, cùng với lãi suất trái phiếu chính phủ từ dữ liệu của Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (www.hnx.vn).

Tác giả áp dụng phương pháp bình phương bé nhất để ước lượng các nhân tố theo mô hình Fama - French Tiếp theo, tác giả bổ sung từng nhân tố xu hướng và thanh khoản vào mô hình nhằm cải thiện độ chính xác của ước lượng.

TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU Ở THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Th ố ng kê mô t ả

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 Danh mục Số quan sát

Trung bình Độ lệch chuẩn Bé nhất Lớn nhất

STT Danh mục Số quan sát

Từ tháng 07/2008 đến tháng 06/2013, tất cả các danh mục đều có tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng dương, trong đó danh mục B/H Turnover ghi nhận tỷ suất sinh lợi âm lớn nhất, còn danh mục B/H đạt tỷ suất sinh lợi dương cao nhất Đặc biệt, danh mục S/H, bao gồm các công ty quy mô nhỏ với tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao, có tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng là 2.88%.

Trong giai đoạn này, danh mục đầu tư ghi nhận mức lỗ lớn nhất là -19.46% vào tháng 11/2009 và đạt tỷ suất sinh lợi cao nhất là 49.09% vào tháng 05/2009 Đối với danh mục S/M, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng đạt 1.45%.

Trong giai đoạn này, danh mục ghi nhận mức lỗ cao nhất là -21.29% vào tháng 11/2009, trong khi đạt tỷ suất sinh lợi cao nhất là 35.52% vào tháng 05/2009 Đối với danh mục S/L, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng đạt 1.86%.

Trong giai đoạn này, danh mục ghi nhận mức lỗ lớn nhất là -19.67% vào tháng 02/2009, trong khi đạt tỷ suất sinh lợi cao nhất là 49.43% vào tháng 05/2009 Đối với danh mục B/H, tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng đạt 2.26%.

Trong giai đoạn này, danh mục B/M ghi nhận mức lỗ lớn nhất là -21.69% vào tháng 10/2008 và tỷ suất sinh lợi cao nhất đạt 53.71% vào tháng 05/2009, với tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng là 1.82% Trong khi đó, danh mục B/L có mức lỗ lớn nhất là -20.31% vào tháng 10/2008 và tỷ suất sinh lợi cao nhất là 33.79% vào tháng 05/2009, với tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng chỉ đạt 0.92%.

Trong giai đoạn này, các danh mục đầu tư đã ghi nhận những biến động đáng kể Danh mục S/W Momentum có tỷ suất sinh lợi trung bình hàng tháng là 2.48%, với mức lỗ lớn nhất -24.50% vào tháng 10/2011 và lợi nhuận cao nhất 47.88% vào tháng 09/2012 Danh mục S/L Momentum đạt tỷ suất sinh lợi trung bình 0.33%, với mức lỗ lớn nhất -20.55% vào tháng 10/2011 và lợi nhuận cao nhất 38.16% vào tháng 09/2012 Danh mục B/W Momentum có tỷ suất sinh lợi trung bình 0.04%, mức lỗ lớn nhất -19.82% vào tháng 07/2011 và lợi nhuận cao nhất 33.69% vào tháng 09/2012 Danh mục B/L Momentum ghi nhận tỷ suất sinh lợi trung bình 0.7%, mức lỗ lớn nhất -31.29% vào tháng 11/2009 và lợi nhuận cao nhất 43.27% vào tháng 02/2009 Danh mục S/L Turnover có tỷ suất sinh lợi trung bình 0.99%, với mức lỗ lớn nhất -21.28% vào tháng 11/2009 và lợi nhuận cao nhất 30.46% vào tháng 06/2012 Danh mục S/H Turnover đạt tỷ suất sinh lợi trung bình 1.51%, mức lỗ lớn nhất -18.78% vào tháng 10/2011 và lợi nhuận cao nhất 51.32% vào tháng 09/2012 Danh mục B/L Turnover có tỷ suất sinh lợi trung bình 0.76%, mức lỗ lớn nhất -21.14% vào tháng 07/2011 và lợi nhuận cao nhất 33.81% vào tháng 09/2012 Cuối cùng, danh mục B/H Turnover ghi nhận tỷ suất sinh lợi trung bình 0.57%, với mức lỗ lớn nhất -32.13% vào tháng 07/2011 và lợi nhuận cao nhất 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 Số quan sát

Từ tháng 07/2008 đến tháng 06/2013, danh mục thị trường ghi nhận tỷ suất sinh lợi trung bình là -0.09% mỗi tháng Tháng 10/2008, danh mục này chịu lỗ lớn nhất với tỷ lệ 24.71%, trong khi tháng 05/2009 đạt tỷ suất sinh lợi cao nhất là 27.28%.

Trong giai đoạn này, tỷ suất sinh lợi giữa công ty nhỏ và công ty lớn trung bình đạt 0.39% mỗi tháng, với mức thấp nhất là -7.7% vào tháng 08/2008 và cao nhất là 8.92% vào tháng 01/2009.

Trong giai đoạn này, chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa các công ty có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường cao và thấp đạt trung bình 0.96% mỗi tháng Mức thấp nhất ghi nhận là -10% vào tháng 07/2008, trong khi mức cao nhất đạt 8.75% vào tháng 09/2009.

Chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa các công ty có tỷ suất sinh lợi cao và thấp đạt trung bình 0.73% mỗi tháng, với mức thấp nhất ghi nhận là -12.17% vào tháng 08/2008 và mức cao nhất là 11.94% vào tháng 12/2008.

Chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa các công ty có tỷ lệ doanh số giao dịch thấp và cao trung bình là 0.16% mỗi tháng Mức chênh lệch này ghi nhận thấp nhất là -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

Theo bảng trên, các nhân tố SMB, HML, WML và LMH thể hiện mối quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường Cụ thể, SMB ngược chiều với HML nhưng lại cùng chiều với WML và LMH HML ngược chiều với WML trong khi cùng chiều với LMH Cuối cùng, WML và LMH có mối quan hệ cùng chiều với nhau.

Ki ể m tra tính d ừ ng c ủ a chu ỗ i d ữ li ệ u

Giả thiết đầu tiên của phương pháp OLS yêu cầu chuỗi dữ liệu phải dừng Do đó, trước khi thực hiện hồi quy, tác giả đã sử dụng kiểm định Dfuller để xác định xem chuỗi dữ liệu có dừng hay không.

Giả thiết H 0 : chuỗi dữ liệu không dừng

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu

STT Chuỗi dữ liệu Giá trị pcủa kiểm định Dfuller

Nhìn vào kết quả kiểm định trên, tác giả nhận thấy các chuỗi dữ liệu sử dụng trong mô hình đều là chuỗi dừng.

K ế t qu ả h ồ i quy mô hình ba nhân t ố

4.3.1 Mô hình ba nhân tố

Tác giả áp dụng phần mềm STATA để thực hiện phân tích hồi quy cho 6 danh mục, được phân loại dựa trên quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường.

Kết quả chạy trên phần mềm như sau:

_cons 0096447 0067183 1.44 0.157 -.0038138 0231031 hml 8483654 1515461 5.60 0.000 544782 1.151949 smb 9266618 200522 4.62 0.000 5249679 1.328356 rmrf 1.172582 0711335 16.48 0.000 1.030084 1.315079 shrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 844479219 59 014313207 Root MSE = 05015 Adj R-squared = 0.8243 Residual 140820957 56 00251466 R-squared = 0.8332 Model 703658262 3 234552754 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 93.27 Source SS df MS Number of obs = 60 reg shrf rmrf smb hml

_cons 0007846 0061216 0.13 0.898 -.0114786 0130477 hml 3369621 1380866 2.44 0.018 0603414 6135827 smb 7642616 1827127 4.18 0.000 3982442 1.130279 rmrf 1.084862 0648158 16.74 0.000 9550203 1.214704 smrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 703502031 59 011923763 Root MSE = 04569 Adj R-squared = 0.8249 Residual 11691775 56 002087817 R-squared = 0.8338 Model 586584281 3 195528094 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 93.65 Source SS df MS Number of obs = 60 reg smrf rmrf smb hml

_cons 0141508 0065737 2.15 0.036 0009821 0273196 hml -.7065748 1482844 -4.76 0.000 -1.003624 -.4095255 smb 9878667 1962061 5.03 0.000 5948187 1.380915 rmrf 1.193941 0696025 17.15 0.000 1.054511 1.333372 slrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.0146575 59 017197585 Root MSE = 04907 Adj R-squared = 0.8600 Residual 134824329 56 002407577 R-squared = 0.8671 Model 879833168 3 293277723 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 121.81 Source SS df MS Number of obs = 60 reg slrf rmrf smb hml

_cons 0148168 0096433 1.54 0.130 -.0045011 0341348 hml 2063333 2175259 0.95 0.347 -.2294234 6420901 smb -.3827779 2878248 -1.33 0.189 -.9593602 1938044 rmrf 1.241768 1021035 12.16 0.000 1.03723 1.446306 bhrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.1399784 59 019321668 Root MSE = 07198 Adj R-squared = 0.7319 Residual 290134633 56 005180976 R-squared = 0.7455 Model 849843769 3 283281256 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 54.68 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bhrf rmrf smb hml

_cons 0071347 005656 1.26 0.212 -.0041956 018465 hml 3587396 127583 2.81 0.007 1031601 6143191 smb 0613865 1688146 0.36 0.718 -.2767898 3995628 rmrf 1.115488 0598856 18.63 0.000 9955228 1.235453 bmrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 742270898 59 012580863 Root MSE = 04222 Adj R-squared = 0.8583 Residual 099807533 56 001782277 R-squared = 0.8655 Model 642463364 3 214154455 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 120.16 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bmrf rmrf smb hml

_cons 0026285 0059108 0.44 0.658 -.0092122 0144692 hml -.0863202 13333 -0.65 0.520 -.3534122 1807718 smb 0001816 1764188 0.00 0.999 -.3532278 3535909 rmrf 1.094129 0625831 17.48 0.000 9687596 1.219498 blrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 749957028 59 012711136 Root MSE = 04412 Adj R-squared = 0.8469 Residual 109001641 56 001946458 R-squared = 0.8547 Model 640955387 3 213651796 Prob > F = 0.0000 F( 3, 56) = 109.76 Source SS df MS Number of obs = 60 reg blrf rmrf smb hml

Bảng 4.5 trình bày hệ số hồi quy của mô hình ba nhân tố cho 6 danh mục, được phân loại theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường.

Nhóm theo tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Theo bảng trên, tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường với hệ số hồi quy dương cho thấy mối quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư Kết quả này xác nhận giả thuyết ban đầu và phù hợp với nghiên cứu của Fama – French (1993) tại thị trường Mỹ.

Hệ số hồi quy theo nhân tố SMB đều dương ngoại trừ danh mục B/H, cho thấy nhân tố này có mối liên hệ chặt chẽ với quy mô công ty Trong các danh mục cùng nhóm tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, hệ số hồi quy SMB giảm dần từ danh mục có quy mô nhỏ đến danh mục có quy mô lớn, phù hợp với nghiên cứu của Fama – French (1993) Đối với hệ số hồi quy nhân tố HML ở danh mục có quy mô nhỏ, hệ số này tăng dần từ âm lớn sang dương, phản ánh kết quả nghiên cứu tương tự của Fama – French.

Theo nghiên cứu của Fama - French (1993), hệ số hồi quy HML không tuân theo quy luật đối với các danh mục đầu tư lớn Cụ thể, hệ số hồi quy của nhân tố HML âm ở các danh mục có tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp, trong khi đó, ở các danh mục có tỷ lệ này cao, hệ số hồi quy lại dương.

Tóm lại, nhân tố thị trường là nhân tốcó 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 H 0 : hệ số hồi quy bằng 0 (với hệ số hồi quy là a, β, s, h)

Bảng 4.6 trình bày kết quả kiểm định hệ số hồi quy của mô hình ba nhân tố cho 6 danh mục đầu tư, được phân loại 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 β 1.172582 0 Bác bỏ H0 s 0.926662 0 Bác bỏ H0 h 0.848365 0 Bác bỏ H0 a 0.009645 0.157 Chấp nhận H 0

2 S/M β 1.084862 0 Bác bỏ H0 s 0.764262 0 Bác bỏ H0 h 0.336962 0.018 Bác bỏ H0 a 0.000785 0.898 Chấp nhận H0

3 S/L β 1.193941 0 Bác bỏ H0 s 0.987867 0 Bác bỏ H0 h -0.70657 0 Bác bỏ H0 a 0.014151 0.036 Bác bỏ H0

4 B/H β 1.241768 0 Bác bỏ H0 s -0.38278 0.189 Chấp nhận H0 h 0.206333 0.347 Chấp nhận H0 a 0.014817 0.13 Chấp nhận H 0

5 B/M β 1.115488 0 Bác bỏ H0 s 0.061387 0.718 Chấp nhận H0 h 0.35874 0.007 Bác bỏ H0 a 0.007135 0.212 Chấp nhận H 0

6 B/L β 1.094129 0 Bác bỏ H0 s 0.000182 0.999 Chấp nhận H0 h -0.08632 0.52 Chấp nhận H0 a 0.002629 0.658 Chấp nhận H0

Tác giả sử dụng giá trị p của từng hệ số hồi quy để quyết định chấp nhận hoặc bác bỏ giả thiết H0 Nếu giá trị p lớn hơn 0.05, giả thiết H0 được chấp nhận, cho thấy hệ số hồi quy không có ý nghĩa và không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư Ngược lại, nếu giá trị p nhỏ hơn 0.05, giả thiết H0 bị bác bỏ, chứng tỏ hệ số hồi quy có ý nghĩa và thực sự tác động đến tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư Sau khi thực hiện kiểm định, tác giả đã rút ra những kết luận quan trọng.

Hệ số hồi quy của nhân tố thị trường β có ý nghĩa quan trọng trong tất cả các danh mục, cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi vượt trội của danh mục thị trường ảnh hưởng đến biến động tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư.

Hệ số hồi quy nhân tố SMB cho thấy rằng yếu tố quy mô ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư nhỏ, nhưng không có tác động tương tự đối với các danh mục lớn Điều này chỉ ra rằng nhân tố quy mô chủ yếu tác động đến các công ty có quy mô nhỏ.

Hệ số hồi quy của nhân tố HML cho thấy sự ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi của 4/6 danh mục đầu tư, ngoại trừ danh mục B/H và B/L Điều này chỉ ra rằng tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường ảnh hưởng đến hiệu suất đầu tư, trừ những công ty lớn có tỷ lệ này cao hoặc thấp.

Hệ số chặn a không có ý nghĩa thống kê trong tất cả các danh mục, ngoại trừ danh mục S/L Điều này cho thấy các yếu tố trong mô hình chỉ có thể giải thích biến động tỷ suất sinh lợi cho các danh mục khác, không bao gồm danh mục cổ phiếu có quy mô nhỏ và tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường thấp.

4.3.3.2 Kiểm định hiện tượng tựtương quan

Tác giả sử dụng kiểm định Durbin Watson và Breusch-Godfrey với mức ý nghĩa

Để xác định xem các danh mục có hiện tượng tự tương quan hay không, cần thực hiện kiểm tra với tỷ lệ 5% Sự xuất hiện của hiện tượng tự tương quan sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến hiệu quả của mô hình.

Giả thiết H0: không có tự tương quan

Bảng 4.7 trình bày kết quả kiểm định tự tương quan của mô hình ba nhân tố trong 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

Giá trị p của kiểm định Breusch-Godfrey

Tác giả sử dụng giá trị p để quyết định chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0; nếu p lớn hơn 0.05, giả thuyết H0 được chấp nhận, đồng nghĩa với việc mô hình không có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư Kết quả kiểm định cho thấy tất cả 6 danh mục đều không xuất hiện hiện tượng tự tương quan bậc 1.

4.3.3.3 Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy

Tác giả đã kiểm tra tính phù hợp của mô hình thông qua chỉ số R² và giá trị p của kết quả hồi quy cho 6 danh mục đầu tư Mục tiêu là xác định xem các yếu tố trong mô hình có thực sự giải thích được biến động của tỷ suất sinh lợi vượt trội của các danh mục này hay không.

Giả thiết H0: tất cả các hệ số hồi quy trong mô hình đều bằng 0.

K ế t qu ả h ồ i quy mô hình b ố n nhân t ố

4.4.1 Mô hình bốn nhân tố

Tác giả đã áp dụng phần mềm STATA để thực hiện hồi quy mô hình cho 6 danh mục được phân loại theo quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường, cùng với 4 danh mục được phân loại theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi của năm trước.

Kết quả chạy trên phần mềm như sau:

_cons 0099837 006845 1.46 0.150 -.0037339 0237014 wml -.0457866 1346081 -0.34 0.735 -.3155473 223974 hml 8455793 1529765 5.53 0.000 5390077 1.152151 smb 9310872 2025425 4.60 0.000 5251829 1.336992 rmrf 1.165789 0744312 15.66 0.000 1.016625 1.314952 shrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 844479219 59 014313207 Root MSE = 05055 Adj R-squared = 0.8215 Residual 140525342 55 002555006 R-squared = 0.8336 Model 703953877 4 175988469 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 68.88 Source SS df MS Number of obs = 60 reg shrf rmrf smb hml wml

_cons 0019152 0061552 0.31 0.757 -.0104201 0142505 wml -.1526821 1210435 -1.26 0.212 -.3952587 0898945 hml 3276716 1375608 2.38 0.021 0519935 6033497 smb 7790189 1821321 4.28 0.000 4140181 1.14402 rmrf 1.062209 0669307 15.87 0.000 9280774 1.196342 smrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 703502031 59 011923763 Root MSE = 04545 Adj R-squared = 0.8267 Residual 113630552 55 00206601 R-squared = 0.8385 Model 589871479 4 14746787 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 71.38 Source SS df MS Number of obs = 60 reg smrf rmrf smb hml wml

_cons 0152808 0066226 2.31 0.025 0020089 0285527 wml -.1525922 130234 -1.17 0.246 -.413587 1084026 hml -.7158597 1480055 -4.84 0.000 -1.012469 -.4192501 smb 1.002615 1959609 5.12 0.000 6099009 1.39533 rmrf 1.171302 0720126 16.27 0.000 1.026986 1.315619 slrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.0146575 59 017197585 Root MSE = 0489 Adj R-squared = 0.8609 Residual 131541001 55 002391655 R-squared = 0.8704 Model 883116497 4 220779124 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 92.31 Source SS df MS Number of obs = 60 reg slrf rmrf smb hml wml

_cons 0170027 009625 1.77 0.083 -.0022861 0362916 wml -.2951792 189277 -1.56 0.125 -.6744987 0841404 hml 1883722 2151053 0.88 0.385 -.2427085 619453 smb -.3542477 2848019 -1.24 0.219 -.9250033 216508 rmrf 1.197974 1046602 11.45 0.000 9882307 1.407718 bhrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.1399784 59 019321668 Root MSE = 07108 Adj R-squared = 0.7385 Residual 277848339 55 005051788 R-squared = 0.7563 Model 862130064 4 215532516 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 42.66 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bhrf rmrf smb hml wml

_cons 0077371 0057417 1.35 0.183 -.0037695 0192436 wml -.0813437 1129109 -0.72 0.474 -.3076223 1449349 hml 3537899 1283185 2.76 0.008 0966338 6109461 smb 0692487 1698952 0.41 0.685 -.2712289 4097262 rmrf 1.10342 0624338 17.67 0.000 9782994 1.22854 bmrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 742270898 59 012580863 Root MSE = 0424 Adj R-squared = 0.8571 Residual 098874499 55 001797718 R-squared = 0.8668 Model 643396398 4 1608491 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 89.47 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bmrf rmrf smb hml wml

_cons 00244 006026 0.40 0.687 -.0096364 0145164 wml 0254619 1185027 0.21 0.831 -.2120228 2629466 hml -.0847709 1346733 -0.63 0.532 -.3546623 1851205 smb -.0022794 178309 -0.01 0.990 -.3596186 3550598 rmrf 1.097906 0655258 16.76 0.000 9665897 1.229223 blrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 749957028 59 012711136 Root MSE = 0445 Adj R-squared = 0.8442 Residual 108910223 55 001980186 R-squared = 0.8548 Model 641046805 4 160261701 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 80.93 Source SS df MS Number of obs = 60 reg blrf rmrf smb hml wml

_cons 0161112 0073969 2.18 0.034 0012875 030935 wml 3652821 145462 2.51 0.015 0737697 6567945 hml 4083272 1653115 2.47 0.017 0770356 7396188 smb 8324327 2188742 3.80 0.000 393799 1.271067 rmrf 1.247229 0804329 15.51 0.000 1.086038 1.40842 swrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 892590331 59 01512865 Root MSE = 05462 Adj R-squared = 0.8028 Residual 164101104 55 002983656 R-squared = 0.8162 Model 728489227 4 182122307 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 61.04 Source SS df MS Number of obs = 60 reg swrf rmrf smb hml wml

_cons 0000643 0069036 0.01 0.993 -.0137708 0138995 wml -.4581812 1357609 -3.37 0.001 -.7302522 -.1861102 hml 5112353 1542866 3.31 0.002 202038 8204325 smb 6781525 2042772 3.32 0.002 2687719 1.087533 rmrf 1.032915 0750687 13.76 0.000 8824743 1.183356 sloserrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 777037282 59 013170123 Root MSE = 05098 Adj R-squared = 0.8027 Residual 142942647 55 002598957 R-squared = 0.8160 Model 634094635 4 158523659 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 61.00 Source SS df MS Number of obs = 60 reg sloserrf rmrf smb hml wml

_cons -.0037195 007062 -0.53 0.601 -.0178722 0104331 wml 5232625 1388766 3.77 0.000 2449476 8015774 hml 2145409 1578274 1.36 0.180 -.1017523 530834 smb -.197967 2089652 -0.95 0.348 -.6167427 2208086 rmrf 9797352 0767914 12.76 0.000 8258417 1.133629 bwrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 62367482 59 01057076 Root MSE = 05215 Adj R-squared = 0.7427 Residual 149578862 55 002719616 R-squared = 0.7602 Model 474095958 4 118523989 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 43.58 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bwrf rmrf smb hml wml

_cons 0123274 0070392 1.75 0.085 -.0017796 0264343 wml -.6532742 1384283 -4.72 0.000 -.9306908 -.3758577 hml 1116328 157318 0.71 0.481 -.2036394 4269051 smb -.0436868 2082907 -0.21 0.835 -.4611108 3737372 rmrf 1.194049 0765436 15.60 0.000 1.040652 1.347446 bloserrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.09185898 59 018506084 Root MSE = 05198 Adj R-squared = 0.8540 Residual 148614826 55 002702088 R-squared = 0.8639 Model 943244155 4 235811039 Prob > F = 0.0000 F( 4, 55) = 87.27 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bloserrf rmrf smb hml wml

Bảng 4.10 trình bày hệ số hồi quy của mô hình bốn nhân tố cho sáu danh mục đầu tư, được phân loại dựa trên quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường.

Nhóm theo tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường

Dựa vào bảng tóm tắt hệ số hồi quy của bốn nhân tố trong mô hình của sáu danh mục, tác giả nhận thấy rằng 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 từ mô hình ba nhân tố trước đó Nhân tố thị trường có ảnh hưởng mạnh nhất và đồng biến với tỷ suất sinh lợi Hệ số hồi quy của nhân tố SMB ở danh mục quy mô nhỏ cao hơn ở danh mục 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 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 Đáng chú ý, hệ số hồi quy của nhân tố WML đều âm ở các danh mục, ngoại trừ danh mục B/L, cho thấy nhân tố xu hướng có quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi, 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 W Momentum L Momentum

Theo nghiên cứu, nhân tố thị trường có mối quan hệ đồng biến với tỷ suất sinh lợi của bốn danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước Nhân tố quy mô thể hiện mối quan hệ đồng biến ở các danh mục nhỏ, nhưng nghịch biến ở các danh mục lớn Ngoài ra, nhân tố tỷ lệ giá trị thị trường trên giá trị sổ sách đều có quan hệ đồng biến ở tất cả bốn danh mục Đặc biệt, nhân tố WML cho thấy 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, chỉ ra tác động của tỷ suất sinh lợi quá khứ đến tỷ suất sinh lợi hiện tại Kết quả này cũng nhất quán với nghiên cứu của Carhart (1997).

Kết quả kiểm định hệ số hồi quy của mô hình bốn nhân tố ở 10 danh mục đầu tư được phân loại dựa trên quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và tỷ suất sinh lợi năm trước cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa các yếu tố này và hiệu suất đầu tư.

1 S/H β 1.1658 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.9311 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.8456 0.0000 Bác bỏ H0 w -0.0458 0.7350 Chấp nhận H 0 a 0.0100 0.1500 Chấp nhận H 0

2 S/M β 1.0622 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.7790 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.3277 0.0210 Bác bỏ H0 w -0.1527 0.2120 Chấp nhận H 0 a 0.0019 0.7570 Chấp nhận H 0

3 S/L β 1.1713 0.0000 Bác bỏ H0 s 1.0026 0.0000 Bác bỏ H0 h -0.7159 0.0000 Bác bỏ H0 w -0.1526 0.2460 Chấp nhận H 0 a 0.0153 0.0250 Bác bỏ H0

4 B/H β 1.1980 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.3542 0.2190 Chấp nhận H 0 h 0.1884 0.3850 Chấp nhận H 0

STT Danh mục Hệ số hồi quy Giá trị p Kết quả kiểm định w -0.2952 0.1250 Chấp nhận H 0 a 0.0170 0.0830 Chấp nhận H 0

5 B/M β 1.1034 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.0692 0.6850 Chấp nhận H 0 h 0.3538 0.0080 Bác bỏ H0 w -0.0813 0.4740 Chấp nhận H 0 a 0.0077 0.1830 Chấp nhận H 0

6 B/L β 1.0979 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.0023 0.9900 Chấp nhận H 0 h -0.0848 0.5320 Chấp nhận H 0 w 0.0255 0.8310 Chấp nhận H 0 a 0.0024 0.6870 Chấp nhận H 0

W Momentum β 1.2472 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.8324 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.4083 0.0170 Bác bỏ H0 w 0.3653 0.0150 Bác bỏ H0 a 0.0161 0.0340 Bác bỏ H0

L Momentum β 1.0329 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.6782 0.0020 Bác bỏ H0 h 0.5112 0.0020 Bác bỏ H0 w -0.4582 0.0010 Bác bỏ H0 a 0.0001 0.9930 Chấp nhận H 0

W Momentum β 0.9797 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.1980 0.3480 Chấp nhận H 0 h 0.2145 0.1800 Chấp nhận H 0 w 0.5233 0.0000 Bác bỏ H0 a -0.0037 0.6010 Chấp nhận H 0

L Momentum β 1.1940 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.0437 0.8350 Chấp nhận H 0 h 0.1116 0.4810 Chấp nhận H 0 w -0.6533 0.0000 Bác bỏ H0 a 0.0123 0.0850 Chấp nhận H 0

Tương tự mô hình ba nhân tố, hệ số hồi quy của nhân tố thịtrường 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.

Hệ số hồi quy của nhân tố quy mô thể hiện ý nghĩa thống kê rõ ràng trong các danh mục đầu tư của những công ty nhỏ, trong khi đó, nó không có ý nghĩa trong các danh mục bao gồm các công ty lớn.

Hệ số hồi quy của yếu tố HML chỉ có ý nghĩa thống kê ở 6 trên 10 danh mục Đặc biệt, trong số 5 danh mục đại diện cho các công ty lớn, chỉ có danh mục B/M là có ý nghĩa, trong khi 4 danh mục còn lại không đạt yêu cầu thống kê.

Hệ số nhân tố WML không có ý nghĩa thống kê trong 6 danh mục được phân loại theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường Tuy nhiên, nó lại có ý nghĩa thống kê trong 4 danh mục được phân loại theo quy mô và tỷ suất sinh lợi của năm trước.

Hệ số chặn a không có ý nghĩa thống kê ngoại trừ trong danh mục S/W, cho thấy các yếu tố trong mô hình có khả năng giải thích biến động tỷ suất sinh lợi Tuy nhiên, đối với danh mục S/W, còn tồn tại các yếu tố khác ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của danh mục này.

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

Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình bốn nhân tố được trình bày trong Bảng 4.13, với dữ liệu từ 10 danh mục đầu tư được phân loại theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và tỷ suất sinh lợi của năm trước.

Với mức ý nghĩa 5%, tất cả 10 danh mục đều chấp nhận giả thiết H 0 , không có hiện tượng tựtương quan giữa các phần dư

Tác giả đánh giá sự phù hợp của mô hình bằng cách sử dụng chỉ số R² và giá trị p từ kết quả hồi quy của 10 danh mục đầu tư Mục tiêu là xác định xem các yếu tố trong mô hình có thể giải thích được biến động của tỷ suất sinh lợi vượt trội của các danh mục này hay không.

Bảng 4.14 trình bày kết quả kiểm định hệ số xác định của mô hình bốn nhân tố cho 10 danh mục đầu tư, được phân loại 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 R 2 Giá trị p

Dựa vào hệ số R² và giá trị p trong kết quả hồi quy, 10 danh mục đầu tư đều cho thấy ý nghĩa thống kê, cho thấy mô hình bốn nhân tố giải thích tốt biến động tỷ suất sinh lợi Hệ số R² cao cho thấy mô hình có khả năng giải thích từ 75.63% đến 87.04% biến động của tỷ suất sinh lợi danh mục Hệ số xác định R² gần như không thay đổi so với mô hình ba nhân tố ở 6 danh mục đầu tư được phân loại 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:

Mean VIF 1.10 hml 1.08 0.928994 smb 1.09 0.913812 wml 1.09 0.913691 rmrf 1.15 0.870990 Variable VIF 1/VIF estat vif

Kết quả kiểm định cho thấy giá trị VIF của các biến độc lập đều gần bằng 1 và nhỏ hơn 10, chứng tỏ rằng các biến này có tương quan yếu với nhau và không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình.

4.4.3.4 Kiểm định phương sai thay đổi

Giả thiết H0: phương sai của sai số không thay đổi

Bảng 4.15 trình bày kết quả kiểm định phương sai của mô hình bốn nhân tố, được áp dụng cho 10 danh mục đầu tư được phân loại theo quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường, và tỷ suất sinh lợi trong năm trước.

STT Danh mục Chi 2 Giá trị p Kết quả kiểm định

Sau khi kiểm định, có 5/10 danh mục có hiện tượng phương sai thay đổi, vi phạm giả thiết của OLS

4.4.3.4 Kiểm định Gibbons, Ross và Shanken (1989) (Kiểm định GRS)

Giả thiết H 0 : tất cả các hệ số chặn của các danh mục trong mô hình đều bằng 0

K ế t qu ả h ồ i quy mô hình năm nhân t ố

4.5.1 Mô hình năm nhân tố

Tác giả đã sử dụng phần mềm STATA để thực hiện phân tích hồi quy cho 6 danh mục được phân loại dựa trên quy mô công ty và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường.

Bài viết này trình bày 4 danh mục được phân loại theo quy mô và tỷ suất sinh lợi của năm trước, cùng với 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ lệ doanh số giao dịch Kết quả phân tích được thực hiện trên phần mềm cho thấy sự khác biệt rõ rệt giữa các danh mục này.

_cons 0095009 0067073 1.42 0.162 -.0039465 0229483 lmh -.2029513 1105752 -1.84 0.072 -.4246411 0187386 wml -.037371 1318796 -0.28 0.778 -.3017736 2270316 hml 8538907 1498534 5.70 0.000 5534527 1.154329 smb 9106739 1986286 4.58 0.000 5124475 1.3089 rmrf 1.069553 08978 11.91 0.000 8895549 1.249551 shrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 844479219 59 014313207 Root MSE = 04949 Adj R-squared = 0.8289 Residual 132273559 54 00244951 R-squared = 0.8434 Model 712205659 5 142441132 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 58.15 Source SS df MS Number of obs = 60 reg shrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0015073 0060534 0.25 0.804 -.0106291 0136436 lmh -.1714843 0997948 -1.72 0.091 -.3715608 0285923 wml -.1455713 1190222 -1.22 0.227 -.3841965 0930538 hml 3346943 1352437 2.47 0.017 063547 6058416 smb 7617706 1792636 4.25 0.000 4023687 1.121173 rmrf 9808948 081027 12.11 0.000 8184453 1.143344 smrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 703502031 59 011923763 Root MSE = 04467 Adj R-squared = 0.8327 Residual 107739231 54 001995171 R-squared = 0.8469 Model 5957628 5 11915256 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 59.72 Source SS df MS Number of obs = 60 reg smrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0149169 0065685 2.27 0.027 0017479 028086 lmh -.1529582 1082861 -1.41 0.164 -.3700588 0641425 wml -.1462496 1291495 -1.13 0.262 -.4051789 1126796 hml -.7095958 1467513 -4.84 0.000 -1.003814 -.4153771 smb 9872304 1945168 5.08 0.000 5972478 1.377213 rmrf 1.098772 0879215 12.50 0.000 9225002 1.275044 slrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.0146575 59 017197585 Root MSE = 04847 Adj R-squared = 0.8634 Residual 126853845 54 002349145 R-squared = 0.8750 Model 887803652 5 17756073 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 75.59 Source SS df MS Number of obs = 60 reg slrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0161718 0092837 1.74 0.087 -.002441 0347845 lmh -.3492892 1530488 -2.28 0.026 -.6561335 -.0424448 wml -.2806955 1825366 -1.54 0.130 -.6466593 0852683 hml 2026764 2074144 0.98 0.333 -.2131645 6185174 smb -.3893801 2749249 -1.42 0.162 -.9405714 1618112 rmrf 1.032348 1242659 8.31 0.000 7832098 1.281486 bhrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.1399784 59 019321668 Root MSE = 0685 Adj R-squared = 0.7571 Residual 253406475 54 004692713 R-squared = 0.7777 Model 886571927 5 177314385 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 37.79 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bhrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0075847 0057749 1.31 0.195 -.0039932 0191626 lmh -.0640557 0952029 -0.67 0.504 -.2549261 1268147 wml -.0786876 1135456 -0.69 0.491 -.3063328 1489576 hml 3564132 1290207 2.76 0.008 0977422 6150841 smb 0628058 1710151 0.37 0.715 -.2800589 4056705 rmrf 1.073046 0772987 13.88 0.000 9180709 1.22802 bmrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 742270898 59 012580863 Root MSE = 04261 Adj R-squared = 0.8557 Residual 098052484 54 001815787 R-squared = 0.8679 Model 644218414 5 128843683 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 70.96 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bmrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0021687 006013 0.36 0.720 -.0098866 0142239 lmh -.1140489 0991281 -1.15 0.255 -.3127887 0846909 wml 0301911 118227 0.26 0.799 -.2068398 2672219 hml -.0801004 1343401 -0.60 0.553 -.3494361 1892354 smb -.0137508 1780659 -0.08 0.939 -.3707515 34325 rmrf 1.043826 0804857 12.97 0.000 8824623 1.20519 blrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 749957028 59 012711136 Root MSE = 04437 Adj R-squared = 0.8451 Residual 106304393 54 0019686 R-squared = 0.8583 Model 643652635 5 128730527 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 65.39 Source SS df MS Number of obs = 60 reg blrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0156341 0072851 2.15 0.036 0010283 0302399 lmh -.2005469 1201003 -1.67 0.101 -.4413335 0402397 wml 373598 1432399 2.61 0.012 0864193 6607768 hml 4165401 1627621 2.56 0.013 0902217 7428584 smb 8122612 2157388 3.77 0.000 3797309 1.244792 rmrf 1.152134 0975138 11.82 0.000 9566301 1.347637 swrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 892590331 59 01512865 Root MSE = 05376 Adj R-squared = 0.8090 Residual 156043682 54 002889698 R-squared = 0.8252 Model 736546648 5 14730933 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 50.98 Source SS df MS Number of obs = 60 reg swrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0001214 0069698 0.02 0.986 -.0138522 014095 lmh 0239928 1149018 0.21 0.835 -.2063714 254357 wml -.4591761 1370398 -3.35 0.001 -.7339243 -.1844279 hml 5102527 1557169 3.28 0.002 1980591 8224463 smb 6805658 2064006 3.30 0.002 2667575 1.094374 rmrf 1.044292 0932929 11.19 0.000 8572511 1.231333 sloserrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 777037282 59 013170123 Root MSE = 05143 Adj R-squared = 0.7992 Residual 142827321 54 00264495 R-squared = 0.8162 Model 634209961 5 126841992 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 47.96 Source SS df MS Number of obs = 60 reg sloserrf rmrf smb hml wml lmh

_cons -.0035267 0071012 -0.50 0.621 -.0177637 0107103 lmh 0810436 1170678 0.69 0.492 -.1536633 3157504 wml 5199019 1396232 3.72 0.000 2399744 7998295 hml 2112219 1586524 1.33 0.189 -.1068569 5293008 smb -.1898155 2102915 -0.90 0.371 -.6114245 2317936 rmrf 1.018165 0950516 10.71 0.000 8275975 1.208732 bwrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 62367482 59 01057076 Root MSE = 0524 Adj R-squared = 0.7403 Residual 148263028 54 002745612 R-squared = 0.7623 Model 475411792 5 095082358 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 34.63 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bwrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 011986 0070102 1.71 0.093 -.0020687 0260406 lmh -.1434961 1155685 -1.24 0.220 -.375197 0882047 wml -.647324 1378349 -4.70 0.000 -.9236664 -.3709816 hml 1175093 1566204 0.75 0.456 -.1964958 4315144 smb -.05812 2075982 -0.28 0.781 -.4743293 3580894 rmrf 1.126006 0938343 12.00 0.000 9378795 1.314132 bloserrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.09185898 59 018506084 Root MSE = 05173 Adj R-squared = 0.8554 Residual 144489631 54 002675734 R-squared = 0.8677 Model 94736935 5 18947387 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 70.81 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bloserrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0080899 0069452 1.16 0.249 -.0058343 0220142 lmh 5294432 1144962 4.62 0.000 2998922 7589942 wml -.2003616 136556 -1.47 0.148 -.4741399 0734168 hml 237773 1551672 1.53 0.131 -.0733186 5488645 smb 7237917 205672 3.52 0.001 3114442 1.136139 rmrf 1.04604 0929636 11.25 0.000 8596593 1.232421 slturnrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 53995772 59 009151826 Root MSE = 05125 Adj R-squared = 0.7130 Residual 141820739 54 00262631 R-squared = 0.7373 Model 398136981 5 079627396 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 30.32 Source SS df MS Number of obs = 60 reg slturnrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0094606 006709 1.41 0.164 -.00399 0229113 lmh -.3827108 1106018 -3.46 0.001 -.6044541 -.1609675 wml -.1578832 1319114 -1.20 0.237 -.4223496 1065832 hml 4613914 1498896 3.08 0.003 1608809 7619019 smb 6990626 1986765 3.52 0.001 3007402 1.097385 rmrf 1.044961 0898017 11.64 0.000 8649193 1.225002 shturnrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 945253986 59 016021254 Root MSE = 0495 Adj R-squared = 0.8470 Residual 132337381 54 002450692 R-squared = 0.8600 Model 812916605 5 162583321 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 66.34 Source SS df MS Number of obs = 60 reg shturnrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0075713 0066326 1.14 0.259 -.0057262 0208688 lmh 1435095 1093427 1.31 0.195 -.0757094 3627283 wml 0285896 1304096 0.22 0.827 -.232866 2900452 hml 0770901 1481831 0.52 0.605 -.2199992 3741794 smb 0949233 1964147 0.48 0.631 -.2988644 4887111 rmrf 1.056335 0887793 11.90 0.000 8783431 1.234327 blturnrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 635609244 59 010773038 Root MSE = 04894 Adj R-squared = 0.7777 Residual 129341344 54 00239521 R-squared = 0.7965 Model 506267901 5 10125358 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 42.27 Source SS df MS Number of obs = 60 reg blturnrf rmrf smb hml wml lmh

_cons 0062006 0065997 0.94 0.352 -.007031 0194322 lmh -.9443366 1088005 -8.68 0.000 -1.162469 -.7262046 wml -.0138888 129763 -0.11 0.915 -.2740481 2462704 hml -.1465283 1474484 -0.99 0.325 -.4421446 1490879 smb 1196523 1954408 0.61 0.543 -.2721829 5114876 rmrf 1.057414 0883391 11.97 0.000 8803049 1.234523 bhturnrf Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval]

Total 1.52408416 59 025831935 Root MSE = 0487 Adj R-squared = 0.9082 Residual 128061906 54 002371517 R-squared = 0.9160 Model 1.39602225 5 279204451 Prob > F = 0.0000 F( 5, 54) = 117.73 Source SS df MS Number of obs = 60 reg bhturnrf rmrf smb hml wml lmh

Bảng 4.16 trình bày hệ số hồi quy của mô hình năm nhân tố cho 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 Nhóm theo quy mô L M H

Bảng tóm tắt hệ số hồi quy của năm nhân tố trong sáu danh mục đầu tư cho thấy nhân tố thị trường, quy mô công ty, tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường và xu hướng tương đồng với mô hình bốn nhân tố Đặc biệt, nhân tố thanh khoản mới được thêm vào có hệ số hồi quy âm ở tất cả 6 danh mục, cho thấy mối 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, trong đó 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

Nhóm theo quy mô W Momentum L Momentum

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 trong bốn danh mục đầu tư được phân loại theo quy mô công ty và tỷ suất sinh lợi năm trước cho thấy tác động tương tự như mô hình bốn nhân tố Đặc biệt, đối với nhân tố thanh khoản, hệ số hồi quy có giá trị âm đối với danh mục đầu tư.

S/W Momentum và B/L Momentum , mang dấu dương đối với danh mục B/W Momentum và S/L Momentum

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

Nhóm theo quy mô L Turnover H Turnover

Trong bốn danh mục đầu tư được sắp xếp theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch, nhân tố thị trường có ảnh hưởng mạnh mẽ và đồng biến với tỷ suất sinh lợi của các danh mục Bên cạnh đó, nhân tố quy mô cũng thể hiện mối quan hệ đồng biến với tất cả bốn danh mục này.

Hệ số hồi quy cho nhân tố tỷ lệ giá trị sổ sách trên giá trị thị trường là dương ở 3 danh mục, ngoại trừ danh mục B/H Turnover Đối với nhân tố xu hướng, hệ số hồi quy âm ở 3/4 danh mục, ngoại trừ danh mục B/L Turnover Hệ số hồi quy của nhân tố thanh khoản dương ở danh mục có tỷ lệ giao dịch thấp, trong khi âm ở danh mục có tỷ lệ giao dịch cao Kết quả này cho thấy tác động của thanh khoản đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư.

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%

1 S/H β 1.0696 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.9107 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.8539 0.0000 Bác bỏ H0 w -0.0374 0.7780 Chấp nhận H 0 l -0.2030 0.0720 (*) Bác bỏ H0 a 0.0095 0.1620 Chấp nhận H 0

2 S/M β 0.9809 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.7618 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.3347 0.0170 Bác bỏ H0 w -0.1456 0.2270 Chấp nhận H 0 l -0.1715 0.0910 (*) Bác bỏ H0 a 0.0015 0.8040 Chấp nhận H 0

3 S/L β 1.0988 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.9872 0.0000 Bác bỏ H0 h -0.7096 0.0000 Bác bỏ H0 w -0.1462 0.2620 Chấp nhận H 0 l -0.1530 0.1640 Chấp nhận H 0 a 0.0149 0.0270 Bác bỏ H0

4 B/H β 1.0323 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.3894 0.1620 Chấp nhận H 0 h 0.2027 0.3330 Chấp nhận H 0 w -0.2807 0.1300 Chấp nhận H 0 l -0.3493 0.0260 Bác bỏ H0 a 0.0162 0.0870 Chấp nhận H 0

5 B/M β 1.0730 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.0628 0.7150 Chấp nhận H 0 h 0.3564 0.0080 Bác bỏ H0 w -0.0787 0.4910 Chấp nhận H 0 l -0.0641 0.5040 Chấp nhận H 0 a 0.0076 0.1950 Chấp nhận H 0

6 B/L β 1.0438 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.0138 0.9390 Chấp nhận H 0 h -0.0801 0.5530 Chấp nhận H 0 w 0.0302 0.7990 Chấp nhận H 0 l -0.1140 0.2550 Chấp nhận H 0 a 0.0022 0.7200 Chấp nhận H 0

W Momentum β 1.1521 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.8123 0.0000 Bác bỏ H0 h 0.4165 0.0130 Bác bỏ H0 w 0.3736 0.0120 Bác bỏ H0 l -0.2005 0.1010 Chấp nhận H 0 a 0.0156 0.0360 Bác bỏ H0

L Momentum β 1.0443 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.6806 0.0020 Bác bỏ H0 h 0.5103 0.0020 Bác bỏ H0 w -0.4592 0.0010 Bác bỏ H0 l 0.0240 0.8350 Chấp nhận H 0 a 0.0001 0.9860 Chấp nhận H 0

W Momentum β 1.0182 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.1898 0.3710 Chấp nhận H 0 h 0.2112 0.1890 Chấp nhận H 0 w 0.5199 0.0000 Bác bỏ H0 l 0.0810 0.4920 Chấp nhận H 0 a -0.0035 0.6210 Chấp nhận H 0

L Momentum β 1.1260 0.0000 Bác bỏ H0 s -0.0581 0.7810 Chấp nhận H 0 h 0.1175 0.4560 Chấp nhận H 0 w -0.6473 0.0000 Bác bỏ H0 l -0.1435 0.2200 Chấp nhận H 0 a 0.0120 0.0930 Chấp nhận H 0

11 S/L Turnover β 1.0460 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.7238 0.0010 Bác bỏ H0 h 0.2378 0.1310 Chấp nhận H 0 w -0.2004 0.1480 Chấp nhận H 0 l 0.5294 0.0000 Bác bỏ H0 a 0.0081 0.2490 Chấp nhận H 0

12 S/H Turnover β 1.0450 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.6991 0.0010 Bác bỏ H0 h 0.4614 0.0030 Bác bỏ H0 w -0.1579 0.2370 Chấp nhận H 0 l -0.3827 0.0010 Bác bỏ H0 a 0.0095 0.1640 Chấp nhận H 0

13 B/L Turnover β 1.0563 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.0949 0.6310 Chấp nhận H 0 h 0.0771 0.6050 Chấp nhận H 0 w 0.0286 0.8270 Chấp nhận H 0 l 0.1435 0.1950 Chấp nhận H 0 a 0.0076 0.2590 Chấp nhận H 0

14 B/H Turnover β 1.0574 0.0000 Bác bỏ H0 s 0.1197 0.5430 Chấp nhận H 0 h -0.1465 0.3250 Chấp nhận H 0 w -0.0139 0.9150 Chấp nhận H 0 l -0.9443 0.0000 Bác bỏ H0 a 0.0062 0.3520 Chấp nhận H 0

Hệ số hồi quy của nhân tố thị trường có ý nghĩa trong 14 danh mục, cho thấy nhân tố thị trường thực sự ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các danh mục đầu tư.

Hệ số hồi quy của nhân tố quy mô cho thấy sự khác biệt rõ rệt giữa các danh mục đầu tư; nó có ý nghĩa thống kê trong các danh mục chứa công ty nhỏ nhưng không có ý nghĩa trong các danh mục bao gồm công ty lớn.

Trong 7 danh mục đầu tư có quy mô nhỏ, tất cả hệ số hồi quy của nhân tốHML đều có ý nghĩa ngoại trừ danh mục S/L Turnover 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 không có ý nghĩa thống kê trong 6 danh mục được phân loại theo quy mô và tỷ lệ giá trị sổ sách so với giá trị thị trường, cũng như trong 4 danh mục phân loại theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch Tuy nhiên, nó lại có ý nghĩa thống kê trong 4 danh mục được sắp xếp theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước.

Hệ số nhân tố LMH có ý nghĩa thống kê ở mức 10% đối với hai danh mục S/H và S/M, trong khi không có ý nghĩa đối với bốn danh mục được phân loại theo quy mô và tỷ suất sinh lợi năm trước Đối với bốn danh mục được phân loại theo quy mô công ty và tỷ lệ doanh số giao dịch, hệ số hồi quy chỉ có ý nghĩa ở ba danh mục, ngoại trừ danh mục B/L Turnover.

Hệ số chặn a không có ý nghĩa thống kê trong hầu hết các danh mục, ngoại trừ danh mục S/W và S/L, cho thấy các yếu tố trong mô hình có khả năng giải thích biến động tỷ suất sinh lợi Đặc biệt, danh mục S/W và S/L còn chịu tác động từ những yếu tố khác ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của chúng.

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

Bảng 4.20: Kết quả kiểm định tự tương quan mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục đầu tư.

Với mức ý nghĩa 5%, có 12 danh mục chấp nhận giả thuyết H0, trong khi 2 danh mục S/H và B/H bác bỏ giả thuyết H0, cho thấy sự hiện diện của hiện tượng tự tương quan bậc 1 giữa các phần dư trong hai danh mục này.

Tác giả đánh giá tính phù hợp của mô hình bằng cách sử dụng chỉ số R² và giá trị p từ kết quả hồi quy của 6 danh mục đầu tư Mục tiêu là xác định xem các yếu tố trong mô hình có thể giải thích được sự biến động của tỷ suất sinh lợi vượt trội của các danh mục này hay không.

Bảng 4.21: Kết quả kiểm định hệsố xác định mô hình năm nhân tố ở 14 danh mục đầu tư

STT Danh mục R 2 Giá trị p

Tiêu đề	Các Nhân Tố Tác Động Đến Tỷ Suất Sinh Lợi Cổ Phiếu Trên Thị Trường Chứng Khoán Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Hoài Phong
Người hướng dẫn	TS. Nguyễn Thị Uyên Uyên
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP.Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Tài Chính – Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2013
Thành phố	TP.HCM

Định dạng
Số trang	82
Dung lượng	1,35 MB