PHẦN MỞ ĐẦU
LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI
Trong nền kinh tế thị trường, hệ thống Ngân hàng đóng vai trò quan trọng như mạch máu của nền kinh tế, giúp luân chuyển và phân bổ hiệu quả các nguồn lực tài chính Một hệ thống Ngân hàng hoạt động thông suốt và lành mạnh sẽ thúc đẩy tăng trưởng và phát triển bền vững cho nền kinh tế Việt Nam hiện đang trong quá trình tự do hóa tài chính, tuy nhiên, hoạt động của Ngân hàng trong bối cảnh này tiềm ẩn nhiều rủi ro, đặc biệt tại các thị trường tài chính đang phát triển Vậy tự do hóa tài chính là gì?
Tự do hóa tài chính là quá trình giảm thiểu kiểm soát của Nhà nước đối với hệ thống tài chính, giúp hệ thống hoạt động hiệu quả hơn theo quy luật thị trường Quá trình này đã giúp nhiều nước đang phát triển thu hút vốn đầu tư lớn và tiếp nhận công nghệ hiện đại Tuy nhiên, sự gia tăng dòng vốn vào cũng tạo ra thách thức cho các cơ quan quản lý trong việc duy trì ổn định giá trị bản tệ và ngăn chặn nguy cơ đào thoát vốn, đồng thời gia tăng rủi ro cho hệ thống ngân hàng.
Hoạt động của các ngân hàng tại Việt Nam hiện nay đang tiềm ẩn nhiều rủi ro, điều này là không thể tránh khỏi nhưng có thể hạn chế Thị trường tài chính ở Việt Nam còn thiếu các công cụ và kỹ thuật hiệu quả để phòng chống rủi ro Việc xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng sẽ cung cấp luận cứ khoa học cho ngân hàng trong việc áp dụng biện pháp phòng ngừa rủi ro, giúp nhà đầu tư quản lý danh mục chủ động hơn Đồng thời, điều này cũng hỗ trợ các nhà xây dựng chính sách ổn định tình hình tài chính và thúc đẩy phát triển kinh tế.
Mặc dù vấn đề này rất quan trọng, nhưng hiện tại có ít nghiên cứu liên quan tại thị trường Việt Nam Nhận thức được điều này, tác giả đã quyết định lựa chọn đề tài để nghiên cứu sâu hơn.
MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU
Mục tiêu của bài viết là đánh giá thực trạng và xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam Qua đó, bài viết nhằm hỗ trợ các nhà đầu tư trong việc quản lý rủi ro hiệu quả khi đầu tư vào cổ phiếu của các ngân hàng này.
(1) Đánh giá thực trạng về tỷ suất sinh lợi khi đầu tư vào cổ phiếu của các Ngân hàng thương mại cổ phầnViệt Nam
(2) Xác định được các yếu tố vĩ mô tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam
(3) Định lượng tác động của các yếu tố vĩ mô đó đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu các ngân hàng thương mại cổ phần việt nam
(4) Đề xuất một số giải pháp
CÂU HỎI NGHIÊN CỨU
Để giải quyết được các vấn đề nêu trên, bài nghiên cứu phải trả lời được các câu hỏi sau:
(1) Những yếu tố vĩ mô nào tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam
Mức độ và chiều hướng tác động của các yếu tố vĩ mô đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam là một chủ đề quan trọng Các yếu tố như chính sách kinh tế, lãi suất, và tình hình thị trường tài chính có thể ảnh hưởng sâu sắc đến hiệu suất cổ phiếu Nghiên cứu này sẽ phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô và tỷ suất sinh lợi, từ đó cung cấp cái nhìn rõ hơn về cách thức mà các ngân hàng thương mại cổ phần có thể tối ưu hóa lợi nhuận trong bối cảnh kinh tế biến động.
ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU
Nghiên cứu tập trung vào các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam.
Đề tài nghiên cứu này tập trung vào tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM (HOSE) Dữ liệu được thu thập theo tháng trong khoảng thời gian từ tháng 12/2009 đến tháng 9/2014.
NỘI DUNG NGHIÊN CỨU
Trong quá trình tự do hóa tài chính, các yếu tố vĩ mô như lạm phát, lãi suất, tỷ giá và cung tiền ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của ngân hàng tại Việt Nam, tạo ra nhiều rủi ro cho hoạt động của các ngân hàng thương mại Những rủi ro này là không thể tránh khỏi và cần áp dụng các biện pháp phòng hộ Sự thay đổi chính sách và các biến động vĩ mô thường diễn ra đột ngột, gây ảnh hưởng mạnh đến hoạt động ngân hàng và tâm lý khách hàng Phân tích định lượng và sử dụng các mô hình kinh tế lượng giúp cung cấp cái nhìn tổng quát hơn về rủi ro và biến động tỷ suất sinh lợi của ngân hàng thương mại cổ phần, từ đó có thể dự báo và phòng ngừa rủi ro Nghiên cứu dựa trên số liệu thực tế, mô hình kinh tế lượng và kiểm định để đưa ra cái nhìn khách quan và tổng quát.
Ý NGHĨA NGHIÊN CỨU
Đóng góp về lý thuyết:
Bài viết cung cấp bằng chứng thực tiễn tại Việt Nam về các yếu tố vĩ mô tác động đến tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngành Ngân hàng Những yếu tố này bao gồm lãi suất, tỷ lệ lạm phát và chính sách tiền tệ, có ảnh hưởng trực tiếp đến hiệu suất tài chính của các ngân hàng Nghiên cứu này không chỉ làm rõ mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô và lợi suất cổ phiếu, mà còn góp phần nâng cao hiểu biết về thị trường tài chính Việt Nam.
Cung cấp luận cứ khoa học cho các nhà xây dựng chính sách, quản trị ngân hàng, cổ đông và nhà đầu tư là rất quan trọng Kết quả nghiên cứu giúp các nhà quản lý ngân hàng đưa ra quyết định chính sách quản lý hiệu quả Đồng thời, nhà đầu tư có thể tham khảo thông tin này để quyết định đầu tư vào cổ phiếu ngân hàng Ngoài ra, Ngân hàng Nhà Nước cũng có cơ sở để ban hành các quy định và chính sách phù hợp.
KẾT CẤU CỦA ĐỀ TÀI
Bài nghiên cứu bao gồm:
Chương 2: Tổng quan về tác đông của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu Ngân hàng thương mại cổ phầnViệt Nam
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Phân tích kết quả
Chương 5: Kết luận, kiến nghị
CƠ SỞ LÝ THUYẾT
TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐÔNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ PHẦN VIỆT NAM
TỶ SUẤT SINH LỢI CỔ PHIẾU CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI CỔ
2.1.1 Tổng quan về ngân hàng thương mại Việt Nam
2.1.1.1 Khái niệm về ngân hàng thương mại Việt Nam
Ngân hàng thương mại, theo quy định của Luật Các tổ chức tín dụng, là tổ chức tín dụng thực hiện toàn bộ hoạt động ngân hàng và các hoạt động kinh doanh liên quan nhằm mục tiêu lợi nhuận Điều này được quy định rõ trong Nghị định số 59/2009/NĐ-CP của Chính phủ về tổ chức và hoạt động của ngân hàng thương mại.
Theo Luật Ngân hàng Nhà nước năm 2010, hoạt động ngân hàng được định nghĩa là kinh doanh tiền tệ và dịch vụ ngân hàng, trong đó chủ yếu là nhận tiền gửi và sử dụng số tiền này để cấp tín dụng cũng như cung ứng dịch vụ thanh toán.
Từ đó có thể nói bản chất của ngân hàng thương mại được thể hiện qua các điểm sau:
• Ngân hàng thương mại là một tổ chức kinh tế
• Ngân hàng thương mại hoạt động kinh doanh trong lĩnh vực tiền tệ tín dụng và dịch vụ ngân hàng
Ngân hàng thương mại đóng vai trò là một trong những định chế tài chính trung gian quan trọng nhất trong nền kinh tế thị trường Thông qua hệ thống này, các nguồn vốn nhàn rỗi được huy động, tạo ra một nguồn tín dụng lớn nhằm hỗ trợ cho sự phát triển kinh tế.
2.1.1.2 Chức năng của ngân hàng thương mại
Ngân hàng thương mại có các chức năng cơ bản: trung gian tín dụng, trung gian thanh toán và tạo tiền cho nền kinh tế
Ngân hàng thương mại đóng vai trò là định chế tài chính trung gian quan trọng trong nền kinh tế, kết nối lĩnh vực tiết kiệm với đầu tư Chức năng trung gian tín dụng của ngân hàng được thể hiện qua việc huy động vốn (tín dụng đầu vào) và cung cấp vốn (tín dụng đầu ra).
2.1.1.3 Phân loại Ngân hàng thương mại:
Dựa theo hình thức sở hữu, ngân hàng thương mại được chia như sau:
• Ngân hàng thương mại Quốc doanh (State owned Commercial bank):
Ngân hàng thương mại Việt Nam, được thành lập với 100% vốn ngân sách nhà nước, đang đối mặt với thách thức trong bối cảnh hội nhập tài chính toàn cầu Để tăng cường nguồn vốn và nâng cao sức cạnh tranh, các ngân hàng quốc doanh đang phát hành trái phiếu và thực hiện cổ phần hóa, nhằm cạnh tranh hiệu quả hơn với các ngân hàng nước ngoài và ngân hàng cổ phần.
– Ngân hàng Nông nghiệp và Phát triển Nông thôn Việt Nam (Bank for Agriculture and Rural Development)
– Ngân hàng Công Thương Việt nam (Industrial and commercial Bank of VietNam ICBV) gọi tắt là Vietinbank – đã cổ phần hoá
– Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam (Bank for Investement and Development of Viet nam – BIDV) đã cổ phần hóa
– Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam (Bank for Foreign Trade of Viet nam – Vietcombank) đã cổ phần hoá
– Ngân hàng Phát triền nhà Đồng bằng Sông Cửu Long (Housing Bank of Mekong Delta) đã cổ phần hóa
• Ngân hàng thương mại cổ phần (joint Stock Commercial bank):
Ngân hàng thương mại cổ phần là loại hình ngân hàng được thành lập dưới dạng công ty cổ phần, trong đó cá nhân hoặc pháp nhân chỉ được sở hữu một số lượng cổ phần nhất định theo quy định của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Hiện nay, nhiều ngân hàng thương mại cổ phần đã được niêm yết trên sàn chứng khoán.
Bảng 2.1: Các Ngân hàng thương mại cổ phần niêm trên sàn chứng khoán Việt
Sàn niêm yết Ngân hàng Ngày giao dịch đầu tiên
Dưới đây là danh sách các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam cùng ngày thành lập: ACB (Ngân hàng thương mại cổ phần Á Châu) thành lập ngày 21/11/2006, CTG (Ngân hàng thương mại cổ phần Công Thương Việt Nam) vào ngày 16/07/2009, MBB (Ngân hàng thương mại cổ phần Quân Đội) ra mắt ngày 01/11/2011, NVB (Ngân hàng thương mại cổ phần Quốc Dân) thành lập ngày 13/09/2010, SHB (Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn - Hà Nội) vào ngày 20/04/2009, STB (Ngân hàng thương mại cổ phần Sài Gòn Thương Tín) ra đời ngày 12/07/2006, VCB (Ngân hàng thương mại cổ phần Ngoại thương Việt Nam) thành lập ngày 30/06/2009, và EIB (Ngân hàng TMCP Xuất nhập khẩu Việt Nam) vào ngày 27/10/2009.
• Ngân hàng liên doanh (thuộc loại hình tổ chức tín dụng liên doanh)
Ngân hàng liên doanh tại Việt Nam được hình thành từ sự hợp tác giữa một ngân hàng thương mại Việt Nam và một ngân hàng thương mại nước ngoài Các ngân hàng này hoạt động theo quy định của pháp luật Việt Nam.
• Chi nhánh ngân hàng nước ngoài:
Là ngân hàng được thành lập theo pháp luật nước ngoài, được phép mở chi nhánh tại Việt Nam, hoạt động theo pháp luật Việt Nam
• Ngân hàng thương mại 100% vốn nước ngoài
Ngân hàng thương mại này được thành lập tại Việt Nam với 100% vốn điều lệ thuộc sở hữu nước ngoài, trong đó một ngân hàng nước ngoài phải nắm giữ trên 50% vốn điều lệ.
Ngân hàng mẹ 8 lệ là một ngân hàng thương mại 100% vốn nước ngoài, được thành lập dưới hình thức công ty TNHH một thành viên hoặc từ hai thành viên trở lên Ngân hàng này là pháp nhân Việt Nam và có trụ sở chính tại Việt Nam.
2.1.1.4 Quá trình phát triển của hệ thống các Ngân hàng thương mại ở Việt Nam
Hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam (tính đến hết ngày 30/6/2013)
Sơ đồ 2.1: Hệ thống Ngân hàng thương mại Việt Nam (tính đến hết ngày 30/6/2013)
Nguồn: Ngân hàng Nhà nước
- 12 công ty cho thuê tài chính
- Gần 1.100 quỹ tín dụng hợp tác xã
5 Ngân hàng thương mại nhà nước (Cấp
1) Agribank, CTG, VCB, BIDV, MHB
34 ngân hàng thương mại cổ phần (Cấp 2)
- 9 ngân hàng quy mô lớn (tài sản > 100.000 tỷ VND) (TCB, ACB, MBB, EIB, STB, SCB, SHB, MSB, VPB)
- 7 ngân hàng quy mô vừa (100.000 tỷ VND> tài sản
> 50.000 tỷ VND) -18 ngân hàng quy mô nhỏ (tài sản < 50.000 tỷ VND)
109 ngân hàng nước ngoài (Cấp 3)
- 4 ngân hàng liên doanh (VID, Indovina, Vinasiam, Vietnam Russia)
- 5 ngân hàng 100% vốn nước ngoài (HSBC, Standard Chartered, Shinhan, ANZ, Hong Leong)
- 50 chi nhánh ngân hàng nước ngoài
- 50 phòng đại diện của ngân hàng nước ngoài
Ngân hàng chính sách xã hội
Vào ngày 6/5/1951, Chủ tịch Hồ Chí Minh đã ký Sắc lệnh số 15-SL tại hang Bòng, xã Tân Trào, huyện Sơn Dương, tỉnh Tuyên Quang, chính thức thành lập Ngân hàng Quốc gia Việt Nam Sự kiện này đánh dấu một bước ngoặt quan trọng trong sự phát triển của hệ thống tiền tệ và ngân hàng Việt Nam Trong giai đoạn này, Ngân hàng Quốc gia đã đóng góp to lớn vào việc củng cố hệ thống tiền tệ độc lập, tự chủ, phát triển sản xuất, lưu thông hàng hóa và tăng cường lực lượng kinh tế quốc doanh, phục vụ cho cuộc kháng chiến chống thực dân Pháp.
Vào ngày 26 tháng 10 năm 1961, Ngân hàng Quốc gia Việt Nam được đổi tên thành Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Ngân hàng đã tăng cường hoạt động tín dụng nhằm phục vụ yêu cầu khôi phục kinh tế, thúc đẩy hợp tác hóa, sản xuất tiểu thủ công nghiệp và phát triển kinh tế quốc doanh.
Ngành ngân hàng Việt Nam bắt đầu phát triển mạnh mẽ từ năm 1990, khi công cuộc cải cách hệ thống ngân hàng được thực hiện thông qua hai pháp lệnh quan trọng: Pháp lệnh về Ngân hàng Nhà nước và Pháp lệnh về các tổ chức tín dụng Sự chuyển đổi từ hệ thống ngân hàng một cấp sang hai cấp đánh dấu bước ngoặt quan trọng trong sự phát triển của hệ thống tài chính, xóa bỏ tính độc quyền của Nhà nước và thúc đẩy sự đa dạng hóa trong hoạt động ngân hàng, bao gồm cả hình thức sở hữu và các sản phẩm, dịch vụ Hiện nay, hệ thống ngân hàng Việt Nam ngày càng phong phú và phát triển.
38 ngân hàng thương mại, trong đó có 5 ngân hàng thương mại Nhà nước, 33 ngân hàng thương mại cổ phần
Năm 1996, Sacombank trở thành ngân hàng thương mại cổ phần đầu tiên niêm yết trên sàn HOSE với mệnh giá 200.000 đồng/cổ phiếu, nâng vốn điều lệ lên 71 tỷ đồng và thu hút gần 9.000 cổ đông Tuy nhiên, đến năm 1997, cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ Châu Á đã tác động tiêu cực đến hoạt động tài chính, dẫn đến sự sụp đổ hoặc rút giấy phép của nhiều ngân hàng thương mại cổ phần, làm giảm đáng kể số lượng ngân hàng trong ngành Cũng trong năm 1997, Quốc hội khóa X đã thông qua Luật Ngân hàng Nhà nước Việt Nam và Luật các tổ chức tín dụng.
Vào ngày 2 tháng 12 năm 1997, 11 tổ chức tín dụng đã được thành lập nhằm hoàn thiện khung pháp lý cho hoạt động của hệ thống ngân hàng Việt Nam, đồng thời góp phần ổn định khu vực tài chính Trong giai đoạn từ năm 1998 trở đi, những nỗ lực này đã tạo nền tảng vững chắc cho sự phát triển bền vững của ngành ngân hàng.
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỚC ĐÂY
Nghiên cứu của Harald A Benink và Christian C P Wolff (2000) về dữ liệu khảo sát và độ nhạy lãi suất của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng Mỹ đã sử dụng mô hình ARIMA để phân tích hai mươi ngân hàng lớn nhất Kết quả cho thấy rằng độ nhạy lãi suất có mối quan hệ ngịch biến với tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ngân hàng Mỹ trong giai đoạn cuối thập niên 1980 đến đầu thập niên 1990, và kết quả này có ý nghĩa thống kê.
Nghiên cứu của Sadia Saeed và Noreen Akhter (2012) chỉ ra rằng tỷ suất sinh lợi ngân hàng tại Pakistan bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi lãi suất và tỷ giá, với mối quan hệ ngược chiều giữa chúng Kết quả hồi quy cho thấy sự gia tăng liên tục của lãi suất ngắn hạn là yếu tố chính dẫn đến suy giảm lợi nhuận trong ngành ngân hàng Trong khi đó, các biến kinh tế vĩ mô khác như cung tiền và sản xuất công nghiệp có tác động không đáng kể, nhưng lại có mối quan hệ ngược chiều với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng, trong khi giá dầu có tác động tích cực đến lợi nhuận của ngành này.
Susan Ryan and Andrew C Worthington's 2002 study, "Time-Varying Market, Interest Rate and Exchange Rate Risk in Australian Bank Portfolio Stock Returns: A GARCH-M Approach," utilized the GARCH-M model to analyze the time-sensitive sensitivity of Australian bank stock returns to market returns, interest rates, and exchange rate fluctuations The research involved data collection aimed at modeling these risks during the period from 1996 onward.
Tỷ suất sinh lợi danh mục ngân hàng hàng ngày trong năm 2001 cho thấy rằng tỷ suất sinh lời thị trường, lãi suất ngắn hạn và trung hạn, cùng với sự biến động của chúng, đóng vai trò quan trọng trong việc quyết định tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng Mặc dù lãi suất dài hạn cũng được xem xét, nhưng ảnh hưởng của nó không mạnh mẽ như các yếu tố ngắn hạn và trung hạn.
22 tỷ giá hối đoái không có tác động đáng kể đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng trong giai đoạn xem xét
Nghiên cứu của Lina Tu (2012) về tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến lợi suất cổ phiếu ngành ngân hàng Trung Quốc cho thấy tỷ giá hối đoái là biến số quan trọng nhất, với mối quan hệ ngược chiều: sự gia tăng giá trị của đồng nhân dân tệ (RMB) so với USD sẽ thúc đẩy lợi suất cổ phiếu ngân hàng Dữ liệu được thu thập từ tháng 9 năm 2007 đến tháng 6 năm 2012, sử dụng phương pháp Tổng hợp Bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) Bên cạnh đó, cung tiền M2 cũng có tác động tích cực và đáng kể đến tỷ suất sinh lợi, trong khi lãi suất lại có ảnh hưởng ngược chiều.
Lim Kee Foong, Tang Weng Lok, Yu Yen Hoon: The impact of macroeconomic variables on Banks’ stock returns: Evidence from Malaysia (2012)
Nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến sự biến động lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, mặc dù tác động này là tiêu cực Bên cạnh đó, chỉ số sản xuất công nghiệp có ảnh hưởng tích cực và đáng kể đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng Lạm phát gia tăng tại Malaysia đã tác động tiêu cực đến lợi nhuận cổ phiếu của các ngân hàng Mối quan hệ giữa cung tiền và tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng là cùng chiều Tuy nhiên, nghiên cứu cũng cho thấy lãi suất không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ngân hàng.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
Dữ liệu nghiên cứu được thu thập hàng tháng từ tháng 12/2009 đến tháng 9/2014 Tỷ suất sinh lợi của các ngân hàng được lấy từ trang web http://www.cophieu68.vn, trong khi các biến số kinh tế vĩ mô được thu thập từ Tổng cục Thống kê.
Kê Việt Nam cung cấp thông tin tài chính từ trang web http://www.cophieu68.vn và hệ thống cơ sở dữ liệu chỉ tiêu tài chính (IFS) của Quỹ Tiền tệ Quốc tế IMF.
Bài nghiên cứu bao gồm các biến sau:
+ Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từng ngân hàng thương mại cổ phần (rit)
Biến động sản lượng công nghiệp (IP) là yếu tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, trong khi biến động tỷ giá hối đoái USD/VND (ER) phản ánh sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái.
+ Biến động lãi suất phi rủi ro (IR)đại diện cho nhân tố lãi suất
+ Tỷ suất sinh lợi thị trường (rt-VNI) đại diện cho nhân tố thị trường
+ Biến động cung tiền (MS) đại diện cho nhân tố cung tiền M2
❖ Bảng tóm tắt các biến nghiên cứu:
Bảng 3.1: Bảng tóm tắt các biến nghiên cứu
Tên biến Kí hiệu Mô tả Nguồn dữ liệu
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từng ngân hàng thương mại cổ phần rit
Tỷ suất sinh lợi cổ phiếu từng ngân hàng được tính theo công thức sau: rit = Ln( Pt
Pt−1) Trong đó giá chứng khoán được lấy theo http://www.cophieu68.vn
24 giá đóng cửa ngày cuối cùng của tháng
Tỷ suất sinh lợi thị trường
Tỷ suất sinh lợi thị trường được tính từ chỉ số VN-Index theo công thức sau: rt-VNI = Ln( Pt
Trong đó giá chứng khoán được lấy theo giá đóng cửa ngày cuối cùng của tháng http://www.cophieu 68.vn
Biến động sản lượng công nghiệp
Biến động sản lượng công nghiệp được tính từ công thức sau:
Tổng cục thống kê (ww.gso.gov.vn)
Biến động tỷ giá hối đoái
Biến động tỷ giá hối đoái USD/VND được tính theo công thức sau:
Quỹ tiền tệ quốc tế - IMF (www.imf.org)
Biến động lãi suất phi rủi ro
Biến động lãi suất phi rủi ro được tính từ công thức sau:
Trong đó lãi suất phi rủi ro được lấy từ tín phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm.
Quỹ tiền tệ quốc tế - IMF (www.imf.org)
Biến động cung tiền M2 MS
Biến động cung tiền M2 được tính từ công thức sau:
Trong đó cung tiền được lấy từ cung tiền
Tổng cục thống kê (ww.gso.gov.vn)
MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ĐỀ XUẤT
Bài nghiên cứu này dựa trên khung lý thuyết và các nghiên cứu trước đó để lựa chọn năm biến vĩ mô quan trọng đưa vào mô hình, bao gồm: biến động lãi suất (IR), biến động tỷ giá (ER), sản lượng công nghiệp (IP), cung tiền (MS) và tỷ suất sinh lợi thị trường (rt-VNI) Mô hình này nhằm đánh giá tác động của năm biến vĩ mô này đến tỷ suất sinh lợi của từng cổ phiếu ngân hàng.
Phương trình hồi quy đề xuất: r it = β 0 + β 1 ER + β 2 IP +β 3 IR + β 4 MS + β 5 r-VNI + ε
- ER: Biến động tỷ giá USD/VND (lấy logarit tự nhiên)
- IP: Biến động sản lượng công nghiệp (lấy logarit tự nhiên)
- IR: Biến động lãi suất phi rủi ro (lấy logarit tự nhiên)
- MS: Biến động cung tiền (lấy logarit tự nhiên)
- r-VNI: tỷ suất sinh lời thị trường (lấy logarit tự nhiên)
Sơ đồ 3.1: Các biến trong mô hình
Biến động tỷ giá USD/VND (ER)
Biến động sản lượng công nghiệp (IP)
Biến động lãi suất phi rủi ro (IR)
Biến động cung tiền (MS)
Tỷ suất sinh lời thị trường (r-VNI)
Tỷ suất sinh lợi các ngân hàng (rit)
Bảng 3.2: Bảng kỳ vọng về dấu
Biến độc lập Dự kiến tương quan
Biến động tỷ giá USD/VND (ER) -
Biến động sản lượng công nghiệp (IP) +
Biến động lãi suất phi rủi ro (IR) -
Biến động cung tiền (MS) +
Tỷ suất sinh lời thị trường (r-VNI) +
PHƯƠNG PHÁP ĐỊNH LƯỢNG
3.3.1 Phương pháp hồi quy OLS
Hàm hồi quy tổng thể tuyến tính
• E(Y׀Xi) là trung bình (tổng thể) của phân phối của Y với điều kiện Xi
• b1, b2, là các tham số của mô hình còn được gọi là hệ số hồi quy
• b1 là tung độ góc; b2 là hệ số góc (độ dốc) của đường hồi quy
Phân tích hồi quy nghiên cứu sự phụ thuộc của biến phụ thuộc vào các biến độc lập, nhằm ước lượng giá trị trung bình của biến phụ thuộc dựa trên các giá trị đã biết của biến giải thích Độ lệch giữa giá trị của cá thể và giá trị trung bình được biểu diễn qua công thức ui = Yi - E(Y|Xi), hay Yi = E(Y|Xi) + ui, trong đó ui là sai số ngẫu nhiên.
Yi = b1 + b2 Xi + ui Đặc trưng ngẫu nhiên của PRF:
E(Y׀Xi) = E[E(Y׀Xi)] + E(ui׀Xi) ; E(ui׀Xi) = 0 Ý nghĩa của sai số ngẫu nhiên (ui)
• Sự mơ hồ của lý thuyết
• Dữ liệu không có sẵn
• Các biến cốt lõi và những biến ngoại vi
• Bản chất ngẫu nhiên của con người
• Các biến thay thế kém
• 𝑌̂ 1 là ước lượng của E(Y ׀Xi)
• 𝛽̂𝑣à 𝛽 1 ̂ 2 là các ước lượng của β1 và β2
Để ước lượng tốt nhất cho đường hồi quy tổng thể, ta nên áp dụng nguyên tắc bình phương bé nhất (OLS - Ordinary Least Squares) Nguyên tắc này giúp xác định đường hồi quy bằng cách tối thiểu hóa tổng các phần dư bình phương, từ đó đưa ra ước lượng chính xác cho mối quan hệ giữa biến độc lập và biến phụ thuộc Công thức hồi quy được biểu diễn là 𝑌 𝑖 = 𝛽̂ + 𝛽 1 ̂𝑋 2 𝑖 + 𝑢̂ 𝑖, trong đó 𝑌̂ là ước lượng của biến phụ thuộc và 𝑢 1 ̂ 1 là phần dư.
Phương pháp OLS: min ∑ 𝑢̂ = ∑(𝑌 𝑖 2 𝑖 − 𝑌̂) 𝑖 2 Kết quả hồi quy
𝛽̂ = 𝑌̅ − 𝛽 2 ̂𝑋𝑖 2 Các giả thuyết của OLS:
• Giả thuyết 1: Biến giải thích là phi ngẫu nhiên, tức là các giá trị của chúng là các số đã được xác định
• Giả thuyết 2: Kỳ vọng của các ngẫu nhiên ui = 0, tức là:
• Giả thuyết 3: Các ui có phương sai bằng nhau (phương sai thuần nhất):
Var(ui|Xi) = Var(uj|Xi) = σ 2 , ∀ 𝑖 ≠ 𝑗
• Giả thuyết 4: Không có sự tương quan giữa các ui:
• Giả thuyết 5: ui và Xi không tương quan với nhau
Định lý Gauss – Markov khẳng định rằng nếu giả thuyết OLS được thỏa mãn, thì các ước lượng của phương pháp bình phương nhỏ nhất sẽ là các ước lượng tuyến tính, không chệch và có phương sai nhỏ nhất trong tập hợp các ước lượng tuyến tính không chệch.
3.3.2 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Trong mô hình hồi quy cổ điển, giả thuyết rằng sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng bằng
Phương sai không đổi và sự không tương quan giữa các chuỗi thời gian là điều kiện cần thiết cho việc kiểm định nghiệm đơn vị Tuy nhiên, kiểm định này cho thấy các giả thuyết này không được thỏa mãn đối với chuỗi thời gian không dừng Việc áp dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất cổ điển (OLS) cho các chuỗi không dừng có thể dẫn đến hồi quy giả mạo và kết luận sai lệch khi sử dụng các kiểm định thống kê.
Một quá trình ngẫu nhiên được xem là dừng khi trung bình và phương sai của nó không thay đổi theo thời gian Đồng thời, giá trị của đồng phương sai giữa hai thời đoạn chỉ phụ thuộc vào khoảng cách và độ trễ về thời gian giữa chúng, không phụ thuộc vào thời điểm cụ thể mà đồng phương sai được tính toán.
Cho {Yt với t=1,2, } là một chuỗi thời gian E(Yt), Var(Yt) là kỳ vọng và phương sai của Yt, có thể Cov (Yi, Yj) ≠ 0
Chuỗi Yt được gọi là dừng nếu kỳ vọng, phương sai, hiệp phương sai không đổi theo thời gian (Engle và Granger, 1987), nghĩa là:
Đồng phương sai γk được định nghĩa là Cov(Yt, Yt-k) = E[(Yt – μ)(Yt-k – μ)] với ∀ t Trong đó, γk thể hiện sự đồng phương sai tại độ trễ k, phản ánh phương sai giữa các giá trị Yt và Yt-k, tức là sự tương quan giữa hai giá trị Y ở các thời điểm cách nhau k.
Chuỗi Yt được gọi là không dừng nếu nó vi phạm bất kỳ điều kiện nào ở trên
Kiểm định nghiệm đơn vị là một bước quan trọng trong việc phân tích tính dừng của chuỗi thời gian Bài nghiên cứu áp dụng kiểm định Dickey-Fuller để kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian, giúp xác định liệu chuỗi dữ liệu có ổn định theo thời gian hay không.
Ho: ρ = 1 (Chuỗi là không dừng)
3.3.3 Kiểm định đa cộng tuyến
Xét hàm hồi quy tuyến tính k biến:
Nếu các biến giải thích Xi (i= 2,3,….,k) không tương quan với nhau, hiện tượng đa cộng tuyến sẽ không xảy ra Điều này có nghĩa là mỗi biến mang lại thông tin độc lập về Y, mà thông tin này không được phản ánh qua các biến giải thích khác.
Nếu tồn tại các số λ2, λ3,… , λk sao cho: λ2X2i + λ3X3i +…… + λkXki = 0
Với λi (i=2,3,…,k) không đồng thời bằng 0 thì giữa các biến Xi (i=2,3,…,k) xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến hoàn hảo
Nếu λ2X2i + λ3X3i +…… + λkXki + Vi = 0, với Vi là sai số ngẫu nhiên thì ta có hiện tượng đa cộng tuyến không hoàn hảo giữa các biến giải thích
Trong trường hợp có tồn tại đa cộng tuyến gần hoàn hảo (đa cộng tuyến cao) thì có thể gặp các tình huống sau:
• Phương sai và hiệp phương sai của các ước lượng OLS lớn
• Khoảng tin cậy rộng hơn
• R 2 cao nhưng chỉ số t ít có ý nghĩa
• Các ước lượng OLS và sai số chuẩn của chúng trở nên rất nhạy với những thay đổi nhỏ trong dữ liệu
• Dấu của các ước lượng của các hệ số hồi quy có thể sai
Việc thêm hoặc bớt các biến cộng tuyến trong mô hình có thể dẫn đến sự thay đổi về dấu hoặc độ lớn của các ước lượng.
Đa cộng tuyến xảy ra khi có sự phụ thuộc tuyến tính mạnh giữa các biến giải thích Để xác định xem mô hình có bị đa cộng tuyến hay không, chúng ta sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) Công thức tính VIF như sau:
Một quy ước phổ biến trong phân tích hồi quy là nếu chỉ số VIF (Variance Inflation Factor) lớn hơn 10, thì có thể coi đây là dấu hiệu của đa cộng tuyến cao Tuy nhiên, một số tác giả như Allisson lại cho rằng VIF > 2.5 (tương đương với R²j > 0.6 hoặc Rj > 0.775) cũng đủ để xác định tình trạng đa cộng tuyến cao.
3.3.4 Kiểm định tự tương quan
Trong mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển, chúng ta giả định rằng không có sự tương quan giữa các phần dư, tức là Cov(ui, uj) = 0 với mọi i, j Tuy nhiên, khi Cov(ui, uj) ≠ 0, điều này cho thấy có hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư.
Tự tương quan là mối liên hệ giữa các thành phần trong dãy quan sát theo thời gian (đối với dữ liệu chuỗi thời gian) hoặc theo không gian (đối với dữ liệu chéo).
Giả thuyết không có tự tương quan giữa các nhiễu trong mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển được biểu diễn bằng hệ số hiệp phương sai:
Khi có hiện tượng tự tương quan thì
Hậu quả của tự tương quan:
• Các hệ số hồi quy ước lượng được không còn tính chất BLUE
• Ước lượng của phương sai bị chệch, như vậy làm mất hiệu lực khi thực hiện các kiểm định t, F
• Có khả năng ước lượng quá cao R 2
• Sai số của các giá trị dự báo có thể không còn hiệu quả
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Durbin – Watson để phát hiện hiện tượng tự tương quan
Trong kiểm định Durbin – Watson, d được tính theo công thức dưới đây:
∑ 𝑛 𝑡=1 (𝑒 𝑖 ) 2 Thông thường người ta thường áp dụng quy tắc kinh nghiệm đơn giản sau:
• Nếu 0 < d < 1: Mô hình có tự tương quan dương
• Nếu 1 < d < 3: Mô hình không có tự tương quan
• Nếu 3< d < 4: mô hình có tự tương quan âm
3.3.5 Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Một trong những giả thiết then chốt của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển là các sai số ngẫu nhiên Ui trong hàm hồi quy tổng thể có phương sai không thay đổi và được xác định bằng σ².
Xét mô hình hồi quy tuyến tính k biến sau:
Y = β0 + β1X1 + … + βiXi + u Sai số ngẫu nhiên u có phương sai thay đổi, nghĩa là có thể viết như sau:
Nghĩa là tại các bộ giá trị (X2i,…, Xki) khác nhau thì phương sai của sai số ngẫu nhiên nhận các giá trị khác nhau, ký hiệu bởi 𝜎 𝑖 2
Khi phương sai sai số thay đổi:
• Các ước lượng OLS cho các hệ số vẫn là ước lượng không chệch
• Tuy nhiên các ước lượng này không còn là ước lượng tốt nhất
Biến thiên của ước lượng hệ số hồi quy (Var(𝛽̂ 𝑗)) có thể bị ước lượng chệch, dẫn đến việc khoảng tin cậy và kết luận kiểm định cũng như các giả thuyết thống kê liên quan đến hệ số hồi quy không còn chính xác và có giá trị.
