Khóa luận tốt nghiệp: Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trường đối với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 42 là điều dễ hiểu khi lợi nhuận của toàn ngành, nguồn chi trả cho cổ tức, trong năm 2012 đã giảm gần 50% so với năm 2011, (theo nguồn tin từ NHNN), đó là chưa kể áp lực phải trích lập dự phòng các khoản nợ xấu rồi mới được phép chia lợi nhuận cho cổ đông. Có một điểm dễ nhận ra là các đợt tăng giá cổ phiếu ngân hàng đều gắn liền với các thương vụ mua bán sáp nhập (M&A), nổi bật nhất là cuộc thâu tóm Sacombank. Đến cuối năm 2011, đầu năm 2012, khi thông tin về quá trình thâu tóm bắt đầu được đưa ra, giá cổ phiếu STB lập tức tăng mạnh. Tính chung trong nửa đầu năm 2012 so với cuối năm 2011, trung bình mỗi ngân hàng niêm yết đã tăng giá 37.13%. Sau thương vụ SHB mua lại Habubank, sáp nhập toàn bộ tài sản và nợ của Habubank, cổ đông SHB được lợi khá nhiều, gồm phần tăng giá cổ phiếu, phần cổ phiếu phát hành thêm và cả giá trị tăng thêm của SHB. Năm 2013, tình hình kinh tế trong nước vẫn phải tiếp tục đối mặt với nhiều khó khăn, bản thân TTCK còn nhiều thách thức. Tuy nhiên, sẽ có nhiều tín hiệu tích cực và lạc quan hơn khi Chính phủ đã thể hiện nỗ lực phục hồi nền kinh tế bằng việc công bố hàng loạt giải pháp. Bên cạnh đó, những giải pháp mà Bộ Tài chính, UBCK đã và đang triển khai để hỗ trợ thị trường chứng khoán sẽ từng bước tạo dựng lại niềm tin cho nhà đầu tư. Nguồn: Cophieu68.com và kết quả xử lí số liệu bằng Excel Hình 3.14: Biến động giá và khối lượng giao dịch của chỉ số nhóm cổ phiếu ngân hàng Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 43 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1. Ảnh hưởng của lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi và lãi suất chiết khấu đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng: 4.1.1. Dữ liệu hồi quy: Dữ liệu chỉ số nhóm cổ phiếu ngân hàng được lấy từ trang web cophieu68.com. Và, dữ liệu lãi suất cho vay (Lending rate-LR), lãi suất tiền gửi (Deposit rate) và lãi suất chiết khấu (Discount rate) theo tháng được thu thập từ nguồn dữ liệu IMF.Các biến sử dụng trong mô hình hồi quy được tính theo tháng từ tháng 1/2009 đến 7/2012. Bảng 4.3: Các hệ số thống kê của các biến Rb, DRC, DCRC và LRC. RB LRC DRC DCRC Mean 0.665685 0.649753 0.767931 0.710506 Median -1.967907 0.000000 0.000000 0.000000 Maximum 23.57163 15.50000 18.57143 22.22222 Minimum -14.92913 -11.88811 -18.47826 -12.50000 Std. Dev. 9.734975 5.386022 5.807262 6.164835 Skewness 0.605267 1.096496 0.120665 1.080664 Kurtosis 2.449175 5.248028 6.903172 5.845890 Jarque-Bera 3.095398 17.25998 26.76274 22.34825 Probability 0.212737 0.000179 0.000002 0.000014 Sum 27.95877 27.28962 32.25309 29.84127 Sum Sq. Dev. 3885.559 1189.379 1382.696 1558.213 Observations (Month) 42 42 42 42 Nguồn: Kết quả xử lý bằng Eviews Ghi chú: Mean là số trung bình, Median là số trung vị, Maximum là giá trị lớn nhất và Minimum là giá trị nhỏ nhất, Std. dev là độ lệch chuẩn, Skewness là độ nghiêng, Kurtosis là độ nhọn, Observtions (month) là số quan sát theo tháng, Sum Sq. Dev là tổng bình phương độ lệch chuẩn. Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 44 Kiểm định tính dừng – kiểm định ADF: Bảng 4.4: Kiểm định tính dừng các biến Rb, LRC, DRC và DCRC. Null Hypothesis: has a unit root Rb LRC DCRC DRC P-value=0.0000 t-Statistic t-Statistic t-Statistic t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.6647 -6.0753 -4.0268 -4.4379 Test critical values: 1% level -3.5966 -3.6009 -3.6009 -3.6009 5% level -2.9332 -2.9350 -2.9350 -2.9350 10% level -2.6049 -2.6058 -2.6058 -2.6058 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews 4.1.2. Mô hình hồi quy (OLS) 11 : R bt = β 0 + β 01 *LRC + β 2 *DCRC+ β 3 *DRC + ε i, t (1) R bt = 0.5941+ 0.7851*LRC - 0.623*DCRC + 0.0054*DRC Bảng 4.5: Kết quả hồi quy ảnh hưởng của lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi và lãi suất chiết khấu đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Phương trình (1) β 0 β 1 β 2 β 3 R 2 điều chỉnh HSTQ 12 0.594124 0.785078 -0.623022 0.005360 0.141727 P-value 13 0.6757 0.0208 0.0181 0.9853 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews *Nhận xét: Mô hình hồi quy theo phương pháp OLS thỏa mãn các điều kiện các giả thiết: phần dư không bị tự tương quan, phương sai sai số không thay đổi và không có hiện tượng đa cộng tuyến và để đám bảo tính hiệu quả và bền vững của mô hình, không loại bỏ biến số nào của mô hình. 11 Kết quả hồi quy OLS xin mời xem phụ lục 3 12 Hệ số tương quan 13 Hệ số P value, ở mức ý nghĩa 5% Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 45 4.2. Ảnh hưởng của lợi nhuận thị trường, lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi suất TPCP 5 năm và tỷ giá USD/VND đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng: 4.2.1. Dữ liệu hồi quy: Bảng 4.6: Các hệ số thống kê của Rb, Rm, EXC, GR5C và OIRC RB RM EXC GR5C OIRC Mean 0.041407 0.088381 0.033681 0.002031 0.807713 Median -0.045226 0.091182 0.000000 0.000000 0.000000 Maximum 41.21037 14.16026 9.301711 6.612781 173.1225 Minimum -15.68575 -13.30749 -0.232693 -6.677748 -61.07692 Std. Dev. 3.006158 2.086340 0.458528 0.984231 14.98051 Skewness 3.713941 -0.067002 16.60678 -0.500516 4.034330 Kurtosis 60.60268 10.93000 303.5993 16.82905 41.72563 Jarque-Bera 87985.40 1640.715 2385662. 5014.383 40814.62 Probability 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 Sum 25.92106 55.32655 21.08445 1.271442 505.6286 Sum Sq. Dev. 5648.116 2720.509 131.4049 605.4438 140259.9 Observations 626 626 626 626 626 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Dữ liệu nghiên cứu bao gồm chỉ số VN-index đại diện cho toàn thị trường và chỉ số ngành ngân hàng Bank-index (bao gồm: ACB, CTG, VCB, CTS, EIB, HBB, NVB, SHB, STB) 14 được thu thập từ trang web cophieu68.com đại diện cho nhóm cổ phiếu ngân hàng. Dữ liệu lãi suất qua đêm liên ngân hàng (OIR-overnight interest rate), tỷ giá bình quân liên ngân hàng USD/VND (EX-exchange rate) đước thu thập từ trang web NHNN (sbv.com.vn). Lãi suất TPCP 5 (GR5- Government Securities rate 5 years) năm được thu thập từ nguồn dữ liệu Bloomberg. Rm, Rb lần lượt là lợi nhuận tính theo ngày của thị trường và nhóm cổ phiếu ngành ngân hàng trong giai đoạn từ 2/1/2009 đến 12/3/2013 (gồm 626 quan sát). 14 Các cp ngành bảo hiểm chiếm 6.86% trong tỉ lệ ảnh hưởng của chỉ số Bank index Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 46 Dựa vào bảng thông kê trên, các chuỗi thời gian Rb, Rm, EXC, OIRC, GR5C đều có phân phối không chuẩn (Skewness khác 0 và Kurtosis>3), hay giá trị P-value < 0.05 (bác bỏ H 0 hay không có phân phối chuẩn). Nói cách khác, chúng đều mang đặc trưng của dữ liệu thời gian tài chính với đồ thị phân phối có đuôi phẳng thoải hơn và lệch về bên phải (leptokurtic) 15 . Kiểm định tính dừng: Bảng 4.7: Kiểm định tính dừng của các biến Rm, Rb, EXC, OIRC và GR5C Null Hypothesis: has a unit root Rb Rm EXC OIRC GR5C t-Statistic t-Statistic t-Statistic t-Statistic t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -26.14934 -23.34151 -4.637835 -25.48551 -6.006237 Test critical values: 1% level -3.440584 -3.440584 -3.440584 -3.440584 -3.440584 P-value=0.0000 5% level -2.865946 -2.865946 -2.865946 -2.865946 -2.865946 10% level -2.569175 -2.569175 -2.569175 -2.569175 -2.569175 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Với kiểm định ADF, cho thấy các chuỗi thời gian Rb, Rm, EXC, OIRC và GR5C đều có tính dừng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% (P-value <0.05). 4.2.2. Hồi quy OLS 16 : R bt = β 0 + β 1 *R b, t-1 + β 2 *R m,t + β 3 *EXC t + β 4 *OIRC t + β 5 *GR5C t-1 + ε i, t (2) Nhiều mô hình ARMA (p,q) được sử dụng để ước lượng phương trình (1), và mô hình AR(1) là phù hợp nhất với các tiêu chuẩn AIC, SIC và phần dư không bị tự tương quan 17 . R bt1 =-0.121629+0.170619*R b, t-1 + 1.102453*R m,t + 1.739325*EXC t + 0.005243*OIRC t -0.257510*GR5C t-1 15 Xin mời xem các biểu đồ phân phối ở phụ lục 3 16 Kết quả hồi quy xin mời xem phụlục 4 17 Kết quả kiểm định xin xemPhụ lục 5: Lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 47 Bảng 4.8: Kết quả hồi quy OLS ảnh hưởng của lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi suất TPCP 5 năm và tỷ giá hối đoái, lợi nhuận thị trường đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Phương trình (2) β 0 β 1 β 2 β 3 β 4 β 5 R 2 điều chỉnh HSTQ 18 -0.12163 0.17062 1.10245 1.73933 0.00524 -0.25751 0.7467 P-value 19 0.0992 0.0000 0.0000 0.0000 0.1954 0.0000 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews  Nhận xét từ phương trình: Mô hình hồi quy theo phương pháp OLS thỏa mãn các điều kiện các giả thiết: phần dư không bị tự tương quan, hiện tượng đa cộng tuyến không đáng kể 20 . Kết quả hồi quy ở trên cho thấy sự thay đổi của tỷ giá ảnh hưởng mạnh nhất đến lợi nhuận nhóm cổ phiếu ngân hàng trong các nhân tố, và đó là mối quan hệ cùng chiều. Theo sau đó là lợi nhuận thị trường cũng ảnh hưởng cùng chiều với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Tuy nhiên, lãi suất vay qua đêm liên ngân hàng không ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng (hệ số tương quan không có ý nghĩa thống kê). Mặc khác, lãi suất trái phiếu chính phủ 5 năm có mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Mặc dù phần dư của phương trình hồi quy không xảy ra hiện tượng tự tương quan, nhưng vẫn bị ảnh hưởng bởi tính ARCH hay phương sai sai số của mô hình thay đổi 21 . Do đó, hồi quy phương trình ARCH/GARCH-M theo phương pháp ước lượng Maximum Likelihood (MLE) sẽ tiếp tục được sử dụng. 4.2.3. Hồi quy mô hình theo phương pháp ARCH/GARCH: a, Mô hình đo lường phương sai có điều kiện của tỷ giá, lãi suất liên ngân hàng và lãi suất TPCP 5 năm: X it = θ 0 + u t h t = α 0 + h t-i + u i, t ~ N (0, σ 2 ) 18 Hệ số tương quan 19 Hệ số P value, ở mức ý nghĩa 5% 20 Các hệ số VIF <10 21 Kết quả kiểm định xin mời xem phụ lục phần 4 (phần kiểm định tính ARCH) Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 48 Dựa vào các chỉ tiêu AIC, SIC cùng kiểm định Lagrange Multiplier test (ARCH LM test) để lựa chọn p, q phù hợp nhất cho phương trình hồi quy ARCH hoặc GARCH. Bảng 4.9: Kết quả hồi quy phương trình phương sai của các nhân tố tác động Nhân tố (%) Mô hình phương sai thay đổi có điều kiện 22 Thay đổi tỷ giá BQ liên ngân hàng USD/VND (EXC) ARCH (1) Thay đổi LS qua đêm liên ngân hàng (OIRC) GARCH (1, 1) Thay đổi LS TPCP 5 năm (GR5C) GARCH (1, 2) Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews b, Mô hình hồi quy AR (1)-GARCH(1,1)-M: Sử dụng các tiêu chí kiểm định AIC, SIC để lựa chọn các hệ số p, q phù hợp cho mô hình. Bên cạnh đó, tiến hành kiểm tra phương trình có còn bị ảnh hưởng bởi tính ARCH hay không, hay là phương sai sai số vẫn thay đổi (ARCH LM test). Bảng 4.10: Hồi quy các mô hình AR (1)-GARCH (p, q)-M Mô hình AIC SIC ARCH LM test AR(1)-GARCH(1,1)-M 3.3572 3.4567 23 Chưa có cơ sở bác bỏ H 0 AR(1)-GARCH(2,1)-M 3.3618 3.4684 Chưa có cơ sở bác bỏ H 0 AR(1)-GARCH(2,2)-M 3.3985 3.5122 Chưa có cơ sở bác bỏ H 0 AR(1)-GARCH(1,2)-M 3.5529 3.6596 Bác bỏ H 0 AR(1)-ARCH (1)-M 3.4045 3.4969 Bác bỏ H 0 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Mô hình AR(1)-GARCH (1, 1)-M 24 được lựa chọn thõa mãn điều kiện các tiêu chí AIC và SIC nhỏ nhất trong các mô hình, đồng thời mô hình không còn bị ảnh 22 Kết quả lựa chọn mô hình xin mời xem phụ lục 6 23 Giả thiết H 0 : Mô hình không còn bị ảnh hưởng bởi tính ARCH (ARCH LM test) và phần kiểm định này xin mời xem mục lục phần 6 24 Kết quả hồi quy xin mời xem phụlục 7 Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 49 hưởng bởi tính ARCH, hay phương sai sai số không thay đổi.Hơn nữa, tổng hệ số (α 1 + α 2 ) < 1, đảm bảo sự phù hợp của mô hình hồi quy GACRH. R bt = β 0 + β 1 *R b, t-1 + β 2 *R m,t + β 3 *EXC t + β 4 *OIRC t + β 5 *GR5C t-1 + β 6 * h i, t + ε i, t h i, t = α 0 + α 1 ε 2 i, t-1 + α 2 h i, t-1 + δ*CVEXC t + θ*CVOIRC t + γ *CVGR5C t + £*D 1 + u t ε i, t ~ N (0, σ 2 ) Với việc sử dụng kiểm định thừa biến 25 (Redundant variables), nhận thấy việc đưa biến thay đổi lãi suất qua đêm liên ngân hàng vào phương trình trung bình của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng là không phù hợp trong khi, các biến giải thích khác đều có ý nghĩa. Bảng 4.11: Kết quả hồi quy mô hình AR (1) – GARCH (1, 1)-M. (2) β 0 β 1 β 2 β 3 β 4 β 5 β 6 R 2 Hệ số hồi quy -0.0719 0.25768 1.04795 0.3002 0.00432 -0.0699 0.0004 0.67 P value 0.3349 0.0000 0.0000 0.0000 0.1489 0.0135 0.9917 (3) α 0 α 1 α 2 δ θ γ £ Hệ số hồi quy 0.5402 0.26398 0.50845 0.0229 -4.25E-05 -0.0259 -0.182 P value 0.0000 0.0000 0.0000 0.0172 0.0001 0.0395 0.0046 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Phương trình hồi quy có dạng như sau: R bt1 = -0.071917+ 0.257679*R b, t-1 + 1.047954*R m,t + 0.300207*EXC t + 0.004320*OIRC t -0.069846*GR5C t-1 + 0.000417* h i, t h i, t =0.540186 + 0.263979*ε 2 i, t-1 + 0.508449*h i, t-1 + 0.022879*CVEXC t -(4.25E- 05)*CVOIRC t -0.025934*CVGR5C t -0.181887*D ε i, t ~ N (0, σ 2 )  Nhận xét từphương trình hồi quy AR (1)-GARCH (1, 1)-M: Kết quả hồi quy với mô hình GARCH-M cũng cho thấy lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng bị ảnh hưởng bởi các nhân tố: lợi nhuận thị trường, tỷ giá, lãi suất TPCP 5 năm và chính lợi nhuận nhóm cổ phiếu này ở 1 độ trễ. Bên cạnh đó, cũng khẳng định 25 Kết quả kiểm định các biến xin mời xem phụ lục phần 8 Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 50 lãi suất qua đêm liên ngân hàng không ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng trong phương trình trung bình. Nhân tố lợi nhuận thị trường có mức độ ảnh hưởng lớn nhất hơn các nhân tố khác trong phương trình trung bình có điều kiện của lợi nhuận cổ phiếu nhóm ngân hàng. Cụ thể, δ = 1.047954 > 1, cho thấy nếu như nền kinh tế chuyển động theo chiều hướng tốt thì lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng sẽ tăng nhanh hơn lợi nhuận thị trường, hay ngược lại nếu nền kinh tế chuyển động theo chiều hướng xấu thì lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng sẽ giảm nhanh hơn lợi nhuận thị trường. Các đề tài nghiên cứu ở nước ngoài như của Ryan và Worthington (2004), Elyas (1998), Tai (2000), John Bernie (2009)… cũng đều cho thấy nhân tố thị trường có tác động mạnh nhất đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Trong khi đó, với hệ số hồi quy β 3 =0.300207 <1, nếu NHNN tăng tỷ giá bình quân liên ngân hàng USD/VND, cơ sở đưa ra tỷ giá niêm yết mua và bán với biên độ dao động cho phép thì lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng sẽ tăng nhẹ. Từ khi NHNN đưa ra các chính sách hạn chế hoạt động của thị trường tự do (thị trường chợ đen), các NHTM là nơi cung cấp ngoại tệ chính thức, đáp ứng nhu cầu cho người dân và doanh nghiệp. Do đó, sự biến động của tỷ giá ảnh hưởng đến lợi nhuận kinh doanh của ngân hàng, thông qua mục “Lãi thuần từ hoạt động kinh doanh ngoại hối” trong báo cáo tài chính của ngân hàng. Sự tương quan giữa tỷ giá và lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng có thể là tương quan dương hoặc âm, tùy thuộc và thời điểm (ban hành hay thay đổi chính sách tiền tệ) hay thị trường nghiên cứu. Có thể kể đến như đề tài nghiên cứu của Choi et al (1992), trước thời điểm năm 1979 thì giữa tỷ giá và lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng có tương quan âm và sau thời điểm 1979 thì ngược lại. Hơn nữa, kết quả hồi quy còn cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa lãi suất trái phiếu chính phủ 5 năm với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, giống với các nghiên cứu ở nước ngoài. Trái phiếu chính phủ có thể xem là công cụ đầu tư phi rủi ro đối với các nhà đầu tư 26 , trong khi nếu đầu tư vào cổ phiếu mặc dù có khả năng đem lại tỉ suất sinh lợi cao nhưng lại rất rủi ro. Vậy nên sự tăng lên của lãi suất này sẽ hấp dẫn các nhà đầu tư, dẫn đến việc nhà đầu tư thay đổi cấu trúc danh mục đầu tư của mình nhằm 26 Không có rủi ro thanh khoản và rủi ro phá sản Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 51 giảm được rủi ro nếu tăng tỷ trọng đầu tư vào trái phiếu chính phủ. Bên cạnh đó, lãi suất trái phiếu chính phủ 27 có ảnh hưởng đến mức lãi suất chiết khấu khi nhà đầu tư định giá cổ phiếu bằng cách chiết khấu dòng tiền tương lai. Nếu lãi suất trái phiếu chính phủ tăng lên thì giá trị cổ phiếu sẽ giảm xuống, dẫn đến giảm lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Đề tài của Elyas (1998) cho rằng sự thay đổi của lãi suất dài hạn (lãi suất trái phiếu chính phủ) và biến động lãi suất ở Mỹ có tác động tiêu cực đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng và biến động của nó qua thời gian. Alam (2009) cũng phát hiện mối tương quan âm giữa lãi suất và giá cổ phiếu ở một số nước đang phát triển như: Malaysia, Colombia, Bangladesh, South Africa… hay các nước phát triển, như: Germany, Canada, Australia, Mexico, Spain…Thêm vào đó, đề tài của James Paul và Kenneth A.Kim (2003) cũng phát hiện mối tương quan âm của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng và 3 loại lãi suất (ngắn hạn, trung hạn và dài hạn). Ở phương trình phương sai có điều kiện, các hệ số α 28 đều dương và có ý nghĩa thống kê, cho thấy độ biến động của lợi nhuận nhóm cp ngân hàng có thay đổi qua thời gian. Hệ số tương quan của yếu tố GARCH lớn hơn ARCH (0.508449 >0.263979), cho thấy độ biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng nhạy cảm hơn với giá trị phương sai ở 1 độ trễ của chính nó hơn là với yếu tố thông tinở quá khứ (cú sốc ở thời điểm trước). Hơn nữa, độ biến động của các nhân tố: lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi suất trái phiếu chính phủ 5 năm và tỷ giá hối đoái (USD/VND) đều ảnh hưởng đến độ biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Trong đó, biến động lãi suất qua đêm liên ngân hàng và lãi suất trái phiếu chính phủ 5 năm có mối quan hệ ngược chiều với biến động lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Mặc dù mức thay đổi của lãi suất qua đêm liên ngân hàng không ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, nhưng độ biến động của nhân tố này lại có mối quan hệ ngược chiều với độ biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Lãi suất qua đêm liên ngân hàng tăng sẽ ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận nguồn vốn vay ngân hàng khác của ngân hàng, hay khả năng vay để bù đắp thanh khoản trong ngày của ngân hàng sẽ rất khó khăn. Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng của lãi suất qua đêm liên ngân hàng vẫn còn thấp hơn so với ảnh hưởng của lãi suất 27 Thường được sử dụng làm lãi suất phi rủi ro trong mô hình CAPM- mô hình tính TSSL yêu cầu của NĐT 28 Các hệ số tương quan α của cả ARCH và GARCH đều thõa mãn điều kiện dương Đại học Kinh tế HuếĐại học Kinh tế Huế