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

4,099
645
87
Khóa lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 42
điều d hiu khi li nhun ca toàn ngành, ngun chi tr cho c tc, trong năm 2012
đã gim gn 50% so vi m 2011, (theo ngun tin t NHNN), đó chưa k áp lc
phi trích lp d phòng các khon n xu ri mi được phép chia li nhun cho c
đông. mt điểm d nhn ra các đợt tăng giá c phiếu ngân hàng đều gn lin vi
các thương v mua bán sáp nhp (M&A), ni bt nht cuc thâu tóm Sacombank.
Đến cui năm 2011, đầu năm 2012, khi thông tin v quá trình thâu tóm bt đầu được
đưa ra, giá c phiếu STB lp tc tăng mnh. Tính chung trong na đầu m 2012 so
vi cui năm 2011, trung bình mi ngân hàng niêm yết đã tăng giá 37.13%. Sau
thương v SHB mua li Habubank, sáp nhp toàn b tài sn n ca Habubank, c
đông SHB được li khá nhiu, gm phn tăng giá c phiếu, phn c phiếu phát hành
thêm c giá tr tăng thêm ca SHB.
Năm 2013, tình hình kinh tế trong nước vn phi tiếp tc đối mt vi nhiu khó
khăn, bn thân TTCK còn nhiu thách thc. Tuy nhiên, s nhiu tín hiu tích cc lc
quan hơn khi Chính ph đã th hin n lc phc hi nn kinh tế bng vic công b hàng
lot gii pháp. Bên cnh đó, nhng gii pháp B Tài chính, UBCK đã đang trin
khai để h tr th trường chng khoán s tng bước to dng li nim tin cho nhà đầu tư.
Ngun: Cophieu68.com và kết qu x lí s liu bng Excel
Hình 3.14: Biến động giá và khối lượng giao dch ca ch s nhóm c 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 43
CHƯƠNG 4: KT QU NGHIÊN CU VÀ THO LUN
4.1. Ảnh hưởng ca lãi sut cho vay, lãi sut tin gi và lãi sut chiết khu
đến li nhun c phiếu ngân hàng:
4.1.1. D liu hi quy:
D liu ch s nhóm c phiếu ngân hàng được ly t trang web cophieu68.com.
Và, d liu lãi sut cho vay (Lending rate-LR), lãi sut tin gi (Deposit rate) và lãi
sut chiết khấu (Discount rate) theo tháng được thu thp t ngun d liu IMF.Các
biến s dng trong mô hình hồi quy được tính theo tháng t tháng 1/2009 đến 7/2012.
Bng 4.3: Các h s thng kê ca 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
Ngun: Kết qu x lý bng Eviews
Ghi chú: Mean là s trung bình, Median là s trung v, Maximum là giá tr ln
nht Minimum giá tr nh nhất, Std. dev độ lch chuẩn, Skewness độ
nghiêng, Kurtosis là độ nhn, Observtions (month) là s quan sát theo tháng, Sum Sq.
Dev là tng bình phương độ lch chun.
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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 44
Kiểm định tính dng kiểm định ADF:
Bng 4.4: Kiểm định tính dng 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.
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
4.1.2. Mô hình hi 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
Bng 4.5: Kết qu hi quy ảnh hưởng ca lãi sut cho vay, lãi sut tin gi và lãi
sut chiết khấu đến li nhun c phiếu ngân hàng.
Phương trình
(1)
β
0
β
1
β
2
β
3
R
2
điều
chnh
HSTQ
12
0.594124
0.785078
-0.623022
0.005360
0.141727
P-value
13
0.6757
0.0208
0.0181
0.9853
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
*Nhn xét:
Mô hình hồi quy theo phương pháp OLS thỏa mãn các điều kin các gi thiết:
phần dư không bị t tương quan, phương sai sai số không thay đổi không có hin
tượng đa cộng tuyến và để đám bo tính hiu qu và bn vng ca mô hình, không loi
b biến s nào ca mô hình.
11
Kết qu hi quy OLS xin mi xem ph lc 3
12
H s tương quan
13
H s P value, mc 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 45
4.2. Ảnh hưởng ca li nhun th trưng, lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi
suất TPCP 5 năm và tỷ giá USD/VND đến li nhun c phiếu ngân hàng:
4.2.1. D liu hi quy:
Bng 4.6: Các h s thng kê ca 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
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
D liu nghiên cu bao gm ch s VN-index đại din cho toàn th trường và
ch s ngành ngân hàng Bank-index (bao gm: ACB, CTG, VCB, CTS, EIB, HBB,
NVB, SHB, STB)
14
được thu thp t trang web cophieu68.com đại din cho nhóm c
phiếu ngân hàng. D liu lãi suất qua đêm liên ngân hàng (OIR-overnight interest
rate), t giá bình quân liên ngân hàng USD/VND (EX-exchange rate) đước thu thp t
trang web NHNN (sbv.com.vn). Lãi sut TPCP 5 (GR5- Government Securities rate 5
years) năm được thu thp t ngun d liu Bloomberg. Rm, Rb lần lượt là li nhun
tính theo ngày ca th trường nhóm c phiếu ngành ngân hàng trong giai đoạn t
2/1/2009 đến 12/3/2013 (gm 626 quan sát).
14
Các cp ngành bo him chiếm 6.86% trong t l ảnh hưởng ca ch s 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 46
Da vào bng thông kê trên, các chui thi gian Rb, Rm, EXC, OIRC, GR5C
đều có phân phi không chun (Skewness khác 0 và Kurtosis>3), hay giá tr P-value <
0.05 (bác b H
0
hay không có phân phi chun). Nói cách khác, chúng đều mang đặc
trưng của d liu thi gian tài chính với đồ th phân phi đuôi phẳng thoải hơn và
lch v bên phi (leptokurtic)
15
.
Kiểm định tính dng:
Bng 4.7: Kiểm định tính dng ca 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.
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
Vi kiểm định ADF, cho thy các chui thi gian Rb, Rm, EXC, OIRC và GR5C
đều có tính dng vi các mc ý nghĩa 1%, 5% và 10% (P-value <0.05).
4.2.2. Hi 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)
Nhiu mô hình ARMA (p,q) được s dụng để ước lượng phương trình (1),
mô hình AR(1) là phù hp nht vi các tiêu chun AIC, SIC và phần dư không bị t
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 mi xem các biểu đồ phân phi ph lc 3
16
Kết qu hi quy xin mi xem phlc 4
17
Kết qu kiểm định xin xemPh lc 5: La chn mô hình hi quy phù hp
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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 47
Bng 4.8: Kết qu hi quy OLS ảnh hưởng ca lãi suất qua đêm liên ngân hàng,
lãi suất TPCP 5 năm và tỷ giá hối đoái, lợi nhun th trường đến li nhun c
phiếu ngân hàng.
Phương
trình (2)
β
0
β
1
β
2
β
3
β
4
β
5
R
2
điều
chnh
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
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
Nhn xét t phương trình:
Mô hình hồi quy theo phương pháp OLS thỏa mãn các điều kin các gi thiết:
phần dư không bị t tương quan, hiện tượng đa cộng tuyến không đáng kể
20
.
Kết qu hi quy trên cho thy s thay đổi ca t giá ảnh hưởng mnh nht
đến li nhun nhóm c phiếu ngân hàng trong các nhân t, và đó là mối quan h
cùng chiu. Theo sau đó là li nhun th trường cũng ảnh hưởng cùng chiu vi li
nhun c phiếu ngân hàng. Tuy nhiên, lãi suất vay qua đêm liên ngân hàng không
ảnh hưởng đến li nhun c phiếu ngân hàng (h s ơng quan không ý nghĩa
thng kê). Mc khác, lãi sut trái phiếu chính ph 5 năm mối quan h ngược
chiu vi li nhun c phiếu ngân hàng. Mc dù phần dư của phương trình hi quy
không xy ra hiện tượng t tương quan, nhưng vẫn b nh hưởng bi tính ARCH
hay phương sai sai số ca nh thay đổi
21
. Do đó, hồi quy phương trình
ARCH/GARCH-M theo phương pháp ước ng Maximum Likelihood (MLE) s
tiếp tục được s dng.
4.2.3. Hi quy mô hình theo phương pháp ARCH/GARCH:
a, Mô hình đo lường phương sai có điều kin ca t giá, lãi sut 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
H s tương quan
19
H s P value, mc ý nghĩa 5%
20
Các h s VIF <10
21
Kết qu kiểm định xin mi xem ph lc phn 4 (phn 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 48
Da vào các ch tiêu AIC, SIC cùng kiểm định Lagrange Multiplier test (ARCH
LM test) để la chn p, q phù hp nhất cho phương trình hi quy ARCH hoc
GARCH.
Bng 4.9: Kết qu hồi quy phương trình phương sai của các nhân t tác đng
Nhân t (%)
Mô hình phương sai
thay đổi có điều kin
22
Thay đổi t 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)
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
b, Mô hình hi quy AR (1)-GARCH(1,1)-M:
S dng các tiêu chí kiểm định AIC, SIC để la chn các h s p, q phù hp
cho mô hình. Bên cạnh đó, tiến hành kiểm tra phương trình có còn b ảnh hưng bi
tính ARCH hay không, hay là phương sai sai số vẫn thay đổi (ARCH LM test).
Bng 4.10: Hi 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 b H
0
AR(1)-GARCH(2,1)-M
3.3618
3.4684
Chưa có cơ sở bác b H
0
AR(1)-GARCH(2,2)-M
3.3985
3.5122
Chưa có cơ s bác b H
0
AR(1)-GARCH(1,2)-M
3.5529
3.6596
Bác b H
0
AR(1)-ARCH (1)-M
3.4045
3.4969
Bác b H
0
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
Mô hình AR(1)-GARCH (1, 1)-M
24
được la chn thõa mãn điều kin các tiêu
chí AIC SIC nh nht trong các mô hình, đồng thi hình không còn b nh
22
Kết qu la chn mô hình xin mi xem ph lc 6
23
Gi thiết H
0
: Mô hình không còn b nh ng bi tính ARCH (ARCH LM test) và phn kiểm định này xin
mi xem mc lc phn 6
24
Kết qu hi quy xin mi xem phlc 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 49
hưởng bởi tính ARCH, hay phương sai sai số không thay đổi.Hơn nữa, tng h s
1
+ α
2
) < 1, đảm bo s phù hp ca mô hình hi 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
)
Vi vic s dng kiểm định tha biến
25
(Redundant variables), nhn thy
việc đưa biến thay đi lãi suất qua đêm liên ngân hàng vào phương trình trung
bình ca li nhun c phiếu ngân hàng là không phù hp trong khi, các biến gii
thích khác đều có ý nghĩa.
Bng 4.11: Kết qu hi 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
H s
hi 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
£
H s
hi 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
Ngun: Kết qu x lí bng Eviews
Phương trình hi 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
)
Nhn xét tphương trình hi quy AR (1)-GARCH (1, 1)-M:
Kết qu hi quy vi hình GARCH-M cũng cho thấy li nhun c phiếu
ngân hàng b ảnh hưởng bi các nhân t: li nhun th trường, t giá, lãi sut TPCP 5
năm và chính li nhun nhóm c phiếu này 1 độ tr. Bên cạnh đó, cũng khẳng định
25
Kết qu kiểm định các biến xin mi xem ph lc phn 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 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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 50
lãi suất qua đêm liên ngân hàng không ảnh hưởng đến li nhun c phiếu ngân hàng
trong phương trình trung bình.
Nhân t li nhun th trường có mức độ ảnh hưởng ln nhất hơn các nhân t
khác trong phương trình trung bình điều kin ca li nhun c phiếu nhóm ngân
hàng. C th, δ = 1.047954 > 1, cho thy nếu như nền kinh tế chuyển động theo chiu
hướng tt thì li nhun c phiếu ngân hàng s tăng nhanh hơn lợi nhun th trường,
hay ngược li nếu nn kinh tế chuyển động theo chiều hướng xu thì li nhun c
phiếu ngân hàng s giảm nhanh hơn lợi nhun th trường. Các đề tài nghiên cu
nước ngoài như của Ryan Worthington (2004), Elyas (1998), Tai (2000), John
Bernie (2009)… cũng đều cho thy nhân t th trường có tác động mnh nhất đến li
nhun c phiếu ngân hàng.
Trong khi đó, với h s hi 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 li nhun c phiếu ngân hàng s tăng nhẹ. T khi NHNN đưa ra
các chính sách hn chế hoạt động ca th trường t do (th trường ch đen), các
NHTM là nơi cung cấp ngoi t chính thức, đáp ng nhu cầu cho ngưi dân và doanh
nghiệp. Do đó, sự biến động ca t giá ảnh hưởng đến li nhun kinh doanh ca ngân
hàng, thông qua mục “Lãi thuần t hoạt đng kinh doanh ngoi hối” trong báo cáo tài
chính ca ngân hàng. S tương quan giữa t giá và li nhun c phiếu ngân hàng
th là tương quan dương hoặc âm, tùy thuc và thời điểm (ban hành hay thay đổi chính
sách tin t) hay th trường nghiên cu. th k đến như đề tài nghiên cu ca Choi
et al (1992), trước thời điểm năm 1979 thì gia t giá và li nhun c phiếu ngân hàng
có tương quan âm và sau thời điểm 1979 thì ngược li.
Hơn nữa, kết qu hi quy còn cho thy mi quan h ngược chiu gia lãi sut
trái phiếu chính ph 5 năm với li nhun c phiếu ngân hàng, ging vi các nghiên
cu nước ngoài. Trái phiếu chính ph th xem là công c đầu tư phi rủi ro đối vi
các nhà đầu tư
26
, trong khi nếu đầu tư vào cổ phiếu mc dù có kh năng đem li t sut
sinh lợi cao nhưng lại rt ri ro. Vy nên s tăng lên của lãi sut này s hp dn các
nhà đầu tư, dẫn đến việc nhà đầu tư thay đổi cu trúc danh mục đầu tư của mình nhm
26
Không có ri ro thanh khon và ri ro phá sn
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 lun tt nghip GVHD: Lê Tô Minh Tân
SVTH: Nguyn Th Ngc Tiên K43A TCNH Page 51
giảm được ri ro nếu tăng tỷ trọng đầu tư vào trái phiếu chính ph. Bên cạnh đó, lãi
sut trái phiếu chính ph
27
ảnh hưởng đến mc lãi sut chiết khấu khi nhà đầu tư
định giá c phiếu bng cách chiết khu dòng tiền tương lai. Nếu lãi sut trái phiếu
chính ph tăng lên thì giá tr c phiếu s gim xung, dẫn đến gim li nhun c phiếu
ngân hàng. Đề tài ca Elyas (1998) cho rng s thay đi ca lãi sut dài hn (lãi sut
trái phiếu chính ph) và biến động lãi sut M tác động tiêu cc đến li nhun c
phiếu ngân hàng và biến động ca nó qua thi gian. Alam (2009) cũng phát hiện mi
tương quan âm giữa lãi sut giá c phiếu mt s nước đang phát triển như:
Malaysia, Colombia, Bangladesh, South Africa… hay các c phát triển, như:
Germany, Canada, Australia, Mexico, Spain…Thêm vào đó, đề tài ca James Paul và
Kenneth A.Kim (2003) cũng phát hiện mối tương quan âm của li nhun c phiếu
ngân hàng và 3 loi lãi sut (ngn hn, trung hn và dài hn).
phương trình phương sai có điu kin, các h s α
28
đều dương và ý nghĩa
thng kê, cho thấy độ biến động ca li nhuận nhóm cp ngân hàng có thay đổi qua thi
gian. H s tương quan của yếu t GARCH lớn n ARCH (0.508449 >0.263979), cho
thấy độ biến động ca li nhun c phiếu ngân hàng nhy cảm hơn với giá tr phương sai
1 độ tr của chính nó hơn là với yếu t thông tin quá kh (cú sc thời điểm trước).
Hơn nữa, độ biến động ca các nhân t: lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi
sut trái phiếu chính ph 5 năm và tỷ giá hối đoái (USD/VND) đều ảnh hưởng đến độ
biến động ca li nhun c phiếu ngân hàng. Trong đó, biến động lãi suất qua đêm liên
ngân hàng và lãi sut trái phiếu chính ph 5 năm có mối quan h ngược chiu vi biến
động li nhun c phiếu ngân hàng. Mc mức thay đổi ca lãi suất qua đêm liên
ngân hàng không ảnh hưởng đến li nhun c phiếu ngân hàng, nhưng độ biến động
ca nhân t y li có mi quan h ngược chiu với độ biến động ca li nhun c
phiếu ngân hàng. Lãi suất qua đêm liên ngân hàng tăng s ảnh hưởng đến kh năng
tiếp cn ngun vn vay ngân hàng khác ca ngân hàng, hay kh năng vay để bù đắp
thanh khon trong ngày ca ngân hàng s rất khó khăn. Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng
ca lãi suất qua đêm liên ngân hàng vẫn còn thấp hơn so với nh hưởng ca lãi sut
27
Thường được s dng làm lãi sut phi ri ro trong mô hình CAPM- mô hình tính TSSL yêu cu của NĐT
28
Các h s tương quan α của c ARCH và GARCH đều thõa mãn điều kiện dương
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