Đề tài Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trường đối với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng

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: Rbt = β0 + β01*LRC + β2*DCRC+ β3 *DRC + εi, t (1) Rbt = 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) β0 β1 β2 β3 R2 điều chỉnh HSTQ12 0.594124 0.785078 -0.623022 0.005360 0.141727 P-value13 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 Kin h tế Hu ế 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 Kin h tế Hu ế 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 H0 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 OLS16: Rbt = β0 + β1*Rb, t-1 + β2*Rm,t + β3*EXCt + β4*OIRCt + β5*GR5Ct-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 quan17. Rbt1 =-0.121629+0.170619*Rb, t-1 + 1.102453*Rm,t + 1.739325*EXCt + 0.005243*OIRCt -0.257510*GR5Ct-1 15 Xin mời xem các biểu đồ phân phối ở phụ lục 3 16 Kết quả hồi quy xin mời xem phụ lục 4 17Kết quả kiểm định xin xem Phụ lục 5: Lựa chọn mô hình hồi quy phù hợp Đại học Kin h tế Hu ế 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) β0 β1 β2 β3 β4 β5 R2 điều chỉnh HSTQ18 -0.12163 0.17062 1.10245 1.73933 0.00524 -0.25751 0.7467 P-value19 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 kể20. 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 đổi21. 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: Xit = θ0 + ut ht = α0 + ht-i + ui, 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 Ki h tế Hu ế 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 kiện22 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 23Chưa có cơ sở bác bỏ H0 AR(1)-GARCH(2,1)-M 3.3618 3.4684 Chưa có cơ sở bác bỏ H0 AR(1)-GARCH(2,2)-M 3.3985 3.5122 Chưa có cơ sở bác bỏ H0 AR(1)-GARCH(1,2)-M 3.5529 3.6596 Bác bỏ H0 AR(1)-ARCH (1)-M 3.4045 3.4969 Bác bỏ H0 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Mô hình AR(1)-GARCH (1, 1)-M24 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 23Giả thiết H0: 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 phụ lục 7 Đại học Kin h tế Hu ế 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 (α1 + α2) < 1, đảm bảo sự phù hợp của mô hình hồi quy GACRH. Rbt= β0+ β1*Rb, t-1 + β2*Rm,t + β3*EXCt + β4*OIRCt + β5*GR5Ct-1 + β6* hi, t + εi, t hi, t = α0 + α1ε2i, t-1 + α2hi, t-1 + δ*CVEXCt + θ*CVOIRCt + γ *CVGR5Ct + £*D1 + ut εi, t~ N (0, σ 2) Với việc sử dụng kiểm định thừa biến25 (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) β0 β1 β2 β3 β4 β5 β6 R2 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) α0 α1 α2 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: Rbt1 = -0.071917+ 0.257679*Rb, t-1 + 1.047954*Rm,t + 0.300207*EXCt + 0.004320*OIRCt-0.069846*GR5Ct-1 + 0.000417* hi, t hi, t =0.540186 + 0.263979*ε2i, t-1 + 0.508449*hi, t-1 + 0.022879*CVEXCt-(4.25E- 05)*CVOIRCt-0.025934*CVGR5Ct-0.181887*D εi, t~ N (0, σ 2)  Nhận xét từ phương 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 Kin h tế Hu ế 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 β3 =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 tư26, 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 Kin h 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 phủ27có 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, SpainThêm 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 α28 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 tin ở 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 27Thường 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 Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 52 TPCP 5 năm (4.25E-05< 0.025934). Nguyên nhân là do lãi suất qua đêm liên ngân hàngphân phần lớn ảnh hưởng lợi nhuận kinh doanh của các NHTM nên tác động gián tiếp đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Không những thế, lãi suất liên ngân hàng là lãi suất biến động phụ thuộc vào thời điểm trong ngày và khả năng của ngân hàng, do đó không ảnh hưởng đến lãi suất thông thường. Tuy nhiên, những biến động bất thường của lãi suất này sẽ dễ dàng ảnh hưởng đến tình trạng thanh khoản trong ngắn hạn của ngân hàng, do đó NHNN đã ban hành thông tư 21 để kiểm soát tình hình biến động của lãi suất này. Bên cạnh đó, kết quả hồi quy phương trình phương sai cũng cho thấy sự biến động của tỷ giá hối đoái sẽ dẫn đến làm tăng biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Mặc dù hiện nay, các NHTM đã sử dụng công cụ phòng ngừa rủi ro tỷ giá (hoán đổi lãi suất, hoán đổi tiền tệ chéo), nhưng vẫn không thể lường trước rủi ro biến động của tỷ giá trong tương lai. Tuy nhiên, các công cụ này vẫn chưa được các doanh nghiệpđặc biệt là DNNN chưa sử dụng phổ biến các công cụ này vì cho răng chi phí cao, cùng với sự ra đời của quyết định 1820/NHNN-QLNH bãi bỏ việc sử dụng hợp đồng quyền chọn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Choi et al (1992), Wetmore và Brick (1994). Bên cạnh đó, với hệ số tương quan của biến giả có ý nghĩa thống kê cũng cho thấy sự ảnh hưởng của việc thay đổi chính sách tỷ giá vào thời điểm 1/12/2011 của NHNN đến biến động lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Quan trọng hơn, hệ số tương quan β6 không có ý nghĩa thống kê cho thấy độ biến động của lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng không ảnh hưởng đến lợi nhuận kì vọng của nó. Tóm lại, kết quả nghiên cứu của đề tài phù hợp với kết quả nghiên cứu của nước ngoài về mối quan hệ giữa lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng và 3 nhân tố: lãi suất, tỷ giá, lợi nhuận thị trường. Trong đó, 2 nhân tố lãi suất và tỷ giá có mức độ ảnh hưởng thấp hơn so với lợi nhuận thị trường. Điều này có thể giải thích là thị trường chứng khoán của nước ta vẫn còn khá non trẻ, chịu ảnh hưởng nhiều từ tâm lý bầy đàn, do đó nhà đầu tư dễ bị tác động và thị trường chưa hiệu quả khi vẫn còn tồn tại vấn đề thông tin bất cân xứng. Đại học K n h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 53 PHẦN 3: KẾT LUẬN, NHỮNG MẶT HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU  Kết luận: Đề tài đã nghiên cứu mối quan hệ giữa các nhân tố: lợi nhuận thị trường, lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi suất TPCP 5 năm, tỷ giá hối đoái (USD/VND) và lợi nhuận cổ phiếu nhóm ngân hàng bằng cách sử dụng cả 2 phương pháp là: hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và sử sụng hồi quy phương trình GARCH- M. Trong phương trình hồi quy OLS, ngoài các biến giải thích là các nhân tố, để cải thiện vấn đề phần dư bị tự tương quan khi hồi quy với các biến là chuỗi thời gian nên có sự xuất hiện biến trễ của biến phụ thuộc. Tuy nhiên, mô hình hồi quy theo phương trình OLS vẫn còn bị vi phạm điều kiện phương sai sai số thay đổi.Vậy nên việc sử dụng phương pháp hồi quy MLS đã giúp giải quyết vấn đề này. Bên cạnh đó, mô hình GARCH-M đã giải thích được sự ảnh hưởng của độ biến động (hi,t) đến biến phụ thuộc của phương trình trung bình.Phương trình phương sai có điều kiện còn chứa các biến là biến động của các nhân tố lãi suất và tỷ giá. Do đó, mô hình tổng quát của đề tài là AR (1)-GARCH (1, 1)-M. Kết quả nghiên cứu cho thấy:  Trong phương trình lợi nhuận, các biến giải thích đều có ý nghĩa ngoại trừ biến thay đổi của lãi suất liên ngân hàng qua đêm. Bên cạnh đó, nhân tố lợi nhuận thị trường có ảnh hưởng lớn nhất đến lợi nhuận cổ phiếu của nhóm ngân hàng và đó là mối quan hệ cùng chiều. Và lợi nhuận cổ phiếu cũng có mối quan hệ cùng chiều với mức thay đổi tỷ giá hối đoái. Trong khi đó, mối quan hệ giữa lãi suất TPCP 5 năm lại có mối liên hệ ngược chiều với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Không những thế, sự biến động lãi suất cho vay tác động mạnh và ngược chiều đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng hơn là lãi suất chiết khấu.  Trong phương trình phương sai có điều kiện, các biến động của các biến lãi suất và tỷ giá đều ảnh hưởng đến lợi nhuận cổ phiếu nhóm ngân hàng. Khác với ở trên, lãi suất qua đêm liên ngân hàng không ảnh hưởng đến lợi nhuận nhưng sự biến động của nó lại có ảnh hưởng đến biến động lợi nhuận tuy nhiên ở mức độ khá nhỏ. Đặc Đại học Kin h tế H ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 54 biệt, kết quả của nghiên cứu cũng cho thấy độ biến động của lợi nhuận cổ phiếu không ảnh hưởng đến sự thay đổi lợi nhuận.  Khuyến nghị Nghiên cứu về mối quan hệ giữa lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng với các nhân tố đã cung cấp những thông tin quan trọng không những cho nhà đầu tư mà còn đối với các nhà quản lí NHTM và cơ quan Nhà nước. Do đó:  Đối với nhà đầu tư: Xác định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố: lợi nhuận thị trường, lãi suất và tỷ giá đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng và biến động lợi nhuận của nó sẽgiúp nhà đầu tư trong việc định giá giá trị cổ phiếu ngân hàng. Hiểu biết được bản chất về những ảnh hưởng trên còn có thể cung cấp những thông tin giá trị cho mục đích quản trị danh mục đầu tư cả ở trong nước và quốc tế. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhà đầu tưcũng nên theo dõi sát các quyết định, chính sách về tiền tệ do NHNN ban hành, để có thể đưa ra quyết định đầu tư hợp lí, bởi vì lãi suất và tỷ giá góp vai trò ảnh hưởng quan trọng đến lợi nhuận và biến động của cổ phiếu ngân hàng. Nếu các nhân tố này thay đổi, các nhà đầu tư nên thay đổi vị thế của họ, do bởi những thay đổi đột ngột đó có thể dẫn đến sự đánh đổi giữa rủi ro và lợi nhuận.  Đối với các nhà quản lí ngân hàng:nên chú ý theo dõi sự biến động của các nhân tố lãi suất tỉ giá cũng như lợi nhuận thị trường để có biện pháp phòng ngừa, quản trị rủi ro thích hợp, để hạn chế tối thiểu ảnh hưởng của chúng đến lợi nhuận kinh doanh của ngân hàng và củng cố niềm tin cho nhà đầu tư vào cổ phiếu niêm yết của ngân hàng mình. Bên cạnh đó, phải theo dõi chính sách tiền tệ trong việc xây dựng chiến lược quản trị rủi ro cho ngân hàng.  Đối với cơ quan quản lí Nhà nước: Các nhà hoạch định chính sách nên tạo ra những quyết định chính sách tiền tệthích hợp: ví dụ như không nên áp dụng chính sách tiền tệ một cách cứng nhắc, tránh gây sốc cho thị trường, chế độ kiểm soát lãi suất và tỷ giá thích hợp... Đặc biệt, họ nên xem xét, đánh giá một cách toàn diện điều kiện kinh tế và hoàn cảnh của hệ thống ngân hàng trước khi đưa ra quyết định. Đây là vấn đề quan trọng bởi vì hệ thống NHTM có vài trò rất quan trọng trong sự phát triển của nền kinh tế và chính sách tiền tệ đưa ra nên góp phần giúp đỡ cho sự phát triển ổn định cho hệ thống ngân hàng, tăng cường vị thế ngân hàng là nơi cung cấp vốn cho doanh Đại họ Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 55 nghiệp sản xuất. Đặc biệt, chính phủ nên cố gắng đưa ra các chính sách ổn định tỷ giá và lãi suất để tạo niềm tin cho nhà đầu tư với cổ phiếu ngân hàng.  Hạn chế của đề tài: Trong quá trình thực hiện đề tài, do có những hạn chế về thời gian, chuyên môn, kiến thức cũng như những kĩ năng cần thiết phục vụ cho quá trình nghiên cứu còn nhiều hạn chế như nghiên cứu tài liệu nước ngoài, phân tích và xử lý các mô hình bằng các công cụ chuyên môn nên đề tài vẫn còn nhiều thiếu xót. Đặc biệt là:  Hạn chế về đối tượng nghiên cứu của đề tài: Hiện nay, chỉ số Việt Nam bank index không những phản ánh sự biến động chung cho các cổ phiếu ngành ngân hàng niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, mà còn có một tỷ trọng nhỏ khoảng 6, 9% các cổ phiếu của công ty tài chính và bảo hiểm. Do đó, chỉ số này vẫn chưa phải là lựa chọn tối ưu để làm đại diện cho toàn bộ cổ phiếu ngân hàng đang niêm yết.  Hướng phát triển của đề tài: Bằng cách sử dụng 2 phương pháp hồi quy là OLS và Maximum Likelihood (MLS) để hồi qiu các chuỗi thời gian, đề tài đã chứng minh được mối quan hệ giữa các nhân tố lãi suất và tỷ giá, lợi nhuận thị trường đến lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng. Tuy nhiên, 2 phương pháp trên vẫn chưa nắm bắt hay giải thích được sự tương tác qua lại giữa các biến độc lập hay giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Từ đó, mở ra nhiều hướng nghiên cứu cho các đề tài sau này. Chúng ta có thể bổ sung thêm một số biến vĩ mô, như: CPI, lạm phát và sử dụng các mô hình kiểm định như: kiểm đinh nhân quả (Granger Causality), Kiểm định đồng tích hợp giữa các biến (Cointegration), đặc biệt sử dụng mô hình VAR (Vector Autoregression) để hồi quy. Bên cạnh đó, các đề tài tiếp theo có thể sử dụng dữ liệu của một số cổ phiếu ngân hàng niêm yết làm đối tượng nghiên cứu, từ đó rút ra kết luận riêng cho mỗi ngân hàng cũng như so sánh độ nhạy cảm của biến lợi nhuận cổ phiếu của từng ngân hàng với các nhân tố. Bên cạnh đó, nếu có thể thu thập được số liệu của một số nước Châu Á, chúng ta có thể sử dụng phương pháp hồi quy với dữ liệu bảng để so sánh ảnh hưởng chính sách điều hành lãi suất cũng như tỷ giá đến lợi nhuận cổ phiếu cũng như lợi nhuận kinh doanh của ngân hàng. Đại học K n h tế Huế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO  Tài liệu tham khảo tiếng việt: 1. Nguyễn Thị Bình, Hà Thị Lam Giang và Nguyễn Bích Phượng, “Phân tích tác động của tỷ giá và lãi suất đến giá cổ phiếu”. 2. Phạm Trí Cao, Kinh tế lượng nâng cao. 3. Nguyễn Quang Dong, Kinh tế lượng – Chương trình nâng cao, NXB Khoa học và kỹ thuật, 2002. 4. Vương Quân Hoàng, Đề tài “Hiệu ứng GARCH trên dãy lợi suất: TTCK Việt Nam 2000 – 2003”, Tạp chí ứng dụng toán học tập II, số 1, 2004. 5. Lê Thị Diệu Huyền, “Tác động của chính sách lãi suất đến hoạt động của doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam”, Học viện ngân hàng. 6. Hà Thị Diệu Linh, “Một số giải pháp hạn chế rủi ro lãi suất trong hoạt động kinh doanh của ngân hàng thương mại Việt Nam, Luận văn thạc sĩ kinh tế, trường Đại học kinh tế Hồ Chí Minh. 7. Nguyễn Văn Mỹ, “Phân tích những nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu niêm yết trên sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh”, Luận văn thạc sĩ kinh tế, trường đại học kinh tế Hồ Chí Minh, năm 2007. 8. Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, Giáo trình kinh tế lượng, trường Đại học Kinh Tế Tp HCM, 2008. 9. Phan Thị Bích Nguyệt và Ths. Phạm Dương Phương Thảo, “Phân tích các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN”, Đại học kinh tế TP Hồ Chí Minh. 10. Bùi Thị Phương Thảo, “Cuộc đua lãi suất nhìn từ khung các chỉ tiêu an toàn hoạt động”, MPP2-Fulbright Economics Teaching program. 11. Phạm Tiến Trình, “Rủi ro lãi suất trong hoạt động tín dụng của ngân hàng thương mại”. 12. Thực trạng và lãi suất tín dụng ở Việt Nam, Học liệu mở Việt Nam, Đại học kinh tế quốc dân. 13. Mô hình định giá tài sản vốn (CAPM), chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, niên khóa 2006-07. Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 57 14. “Mối liên hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khoán – Kết quả thực nghiệm ở thị trường chứng khoán Việt Nam”, công trình dự thi Giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ” năm 2011, Đại học thành phố Hồ Chí Minh. 15. “Các nhân tố tác động lên tỷ suất sinh lợi chứng khoán – Xây dựng mô hình trên thị trường chứng khoán Việt Nam”, công trình dự thi Giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ” năm 2011, Đại học thành phố Hồ Chí Minh. 16. Bài đọc “Nhập môn kinh tế lượng và các ứng dụng”, Ramu Ramanathan, chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright, niên khóa 2003-2004.  Tài liệu tham khảo nước ngoài: 1. Ahmad, Muhammad, R.Rehman and A.Raoof, 2010. Do interest rate, exchange rate effect stock returns? A Pakistant Perspective. International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887, Issue 50. 2. Alam, Md. Mahmudul, 2009. Relationship between interest rate and stock price: Empirical evidence from developed and developing countries. International Journal of Business and Management, vol.4, No.3. 3. Ali, Imran, K.U. Rehman, A.K.Yilmaz, M.A. Khan and H. Afzal, 2009. Causal relationship between macroeconomic indicators and stock exchange prices in Pakistan. African Journal of Business Management Vol. 4(3), pp. 312-319, 2010. 4. Aydemir, Oguzhan and Erdal Demirhan, 2009. The relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from Turkey. International Research Journal of Finance and Economics, Issue 23 (2009). 5. Ballester, Laura, R.Ferrer and C.Gonzalez. Impact of interest rate risk on Spanish banking sector. 6. Ballester, Laura, R.Ferrer and C.Gonzalez. Interest rate exposure of Spanish banks: A nonparametric analysis. 7. Ballester, Laura, R.Ferrer and C.Gonzalez, 2011. Linear and nonlinear interest rate sensitivity of Spanish banks. The Spanish Review of financial Economics, pp. 35- 48. Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 58 8. Bayramova, Billura and Saida Ojagvardiyeva, 2010. Empirical test on macroeconomic factors and stock market analysis: case of Kazakhstan stock market. 9. Beirne, John, G.M. Caporale and Nicola Spagnolo, 2008. Interest and exchange rate risk and stock returns: A multivariate GARCH-M modelling approach. 10. Bollerslev, T., 1986. Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity. Journal of Economictrics 31, 307-327. 11. Broussard, John, K.A.Kim and P.Limpaphayom. Bank stock returns, interest rate exchanges and the regulatory environment: New insight from Japan. The Japanese Finance: Corporate Finance and Capital Markets in Changing Japan International Finance Review, volume 4, 283-306. 12. Choi, Jongmoo Jay, E.Elysiani and K.J. Kopecky, 1992. The sensitivity of bank stock returns to market, interest and exchange rate risks. Journal of Banking and Finance, vol.16, pp. 983-1004. 13. Drakos, Konstantinos. Interest rate risk and bank common stock returns: Evidence from the Greek Banking sector. 14. Elyasiani, J.M and I.Mansur, 2006. Market risk, interest rate risk and interdependencies in Insurer stock returns: A System- GARCH Model. 15. Faff, Robert, A.Hodgson and M.L. Kremmer. An investigation of the impact of interest rates and interest rate volatility on Australian financial sector stock return distributions. 16. Flannery, Mark, A.S. Hameed and R.H. Harjes, 1996. Asset pricing, time- varying risk premia and interest rate risk. Journal of Banking and Finance, vol 21, pp. 315-335. 17. Gujarati: Basic Econometrics, Front Matter, fourth edition. 18. Huo, Meng, 2012. The sensitivity of bank stock returns to interest rate, exchange rate volatility in Canada. 19. Introductory Econometrics for Finance, Chris Books, second edition. 20. Jawaid, Syed Tehseen and Anwar UI HAQ, 2012. Effects of interest rate, exchange rate and their volatilities on stock prices: evidence from banking industry of Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 59 Pakistant. Theoretical and Applied Economics, Volume XIX (2012), No. 8(573), pp. 153-166. 21. Kasam, Saadet, G.Vardar, G.Tunc, 2011. The impact of interest rate and exchange rate volatility on bank’s stock return volatility: Evidence from Turkey. Economic Modelling 28, pp: 1328-1334. 22. Kock, Timothy and A.Saporoschenko, 2000. The effect of market returns, interest rates and exchange rates on the stock returns of Japanese horizontal keiretsu financial firms. Journal of Multinational Financial Management, vol. 11 (2011), pp. 165-182. 23. Maysami, R.Cooper, L.C. Howe and M.A.Hamzah, 2004. Relationship between macroeconomic variables and stock market indices: Cointegration evidence from stock exchange of Singapore’s All-S sector indices. Journal Pengurusan 24, pp. 47-77. 24. Moss, Jimmy.D and G.J.Moss, 2010. Variables explaining bank stock prices. The Journal of Applied Business Research, vol.26, No.4. 25. Mutairi, Abdullah and H.Al-Omar. Macroeconomic determinants of the behaviour of Kuwait stock exchange. Studies in Business and Economics, Vol.13, No.1. 26. Olweny, Tobias and Kennedy Omondi, 2011.The effect of macro-economic factors on stock return volatility in the Narobi stock exchange, Kenya. Economics and Finances review vol 1 (10), pp. 34-48. 27. Ozun, Alper, 2011. International transmission of volatility in the US interest rates into stock returns: Some comparative evidence from world equity markets. Journal of Financial Markets Research, ISSN 1986-4310, Issue 2(2011). 28. Ryan, Suzanne and Worthington, Andrew, 2004.Market, interest rate and foreign exchange rate risk in Australian banking: A GARCH-M approach. International Journal of Applied Business and Economics Research 2(2): pp, 81-103. 29. Saunders, A., Yourougou, P., 1990. Are bank special? The separation of banking from commerce and interest risk. Journal of Economics and Business 42, 171- 182. Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 60 30. Seifollahi, Naser, M.E.F. Nejad, M.R Hamidzadeh and A. Tabriz, 2011. Designing and identifying the model to investigate the effect of credit and exchange risk on price stock returns of banks (GARCH approach). Australian Journal of Basic and Applied Sciences 5(11): 1519-1532. 31. Sekmen, Fuat, 2011. Exchange rate volatility and stock returns for U.S. African Journal of Business Management Vol.5, pp. 9659-9664. 32. Srivastava, Suresh, S. Hamid and A.K. Choudhury. Stock and bond market linkage in the empirical study of interest rate sensitivity of bank returns. The Journal of Applied Business research, Vol.15, No.1. 33. Sweeney, R., Warga, A., 1986. The pricing of interest rate risk: evidence from the stock market. The journal of Finance 41, 393-410. 34. Tahmoorespour, Reza and A.M. Ardekani, 2012. Examine Banks’share price sensitivity due to interest rate changes: Emerging markets and advanced countries. International Conference on Economics, Business Innovation IPEDR vol.38. 35. Tai, Chu-Sheng, 2000. Time-varying market, interest rate and exchange rate risk premia in the US commercial bank stock returns. Journal of Multinational Financial Management 10 (2000), pp. 397-420. 36. Vaz, John, M.Ariff and Robert D. Brooks. The effect of interest rate changes on bank stock returns. Intervestment Management and Financial Innovations, Volume 5, Issue 4, 2008. 37.Vardar, Gulin, G.Aksoy and E.Can, 2008. Effects of interest and exchange rate on Volatility and return of sector price indices at Istanbul stock exchange. European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, ISSN 1450- 2275, Issue 11. 38. Wetmore, J.L, Brick, J.R, 1994. Commercial bank risk: market interest rate, foreign exchange. Journal of Financial Research 17, 585-596. 39. Yanliang, Zhang and Ding Lintao. The impact of foreign exchange reform on the volatility of China’s stock market. Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 61 40. Zafar, Nousheen, S.F. Urooj and T.K. Durrani, 2008. Interest rate volatility and stock return and volatility. European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, ISSN 1450-2275, Issue 14.  Trang web: 1. Cophieu68.com. 2. lt.aspx 3. https://docs.google.com/viewer?a=v&q=cache:2Idd7ADe5zQJ:www.uef.edu.vn /resources/newsletter_uef/thang01_2013/6_phan_tich_tac_dong.pdf+&hl=vi&g l=vn&pid=bl&srcid=ADGEESgMCL0Emu2J- gFrFj7oC5tAG3i7l7ib4HFP3yhQ1MfeS3jMLr739wPaP9v-- NCSmr9e57XuZGtOumdv4r3_ApMhI5_v4CDJ5qN8b6zlU7GoCKQ4TUxtx6- mZz9azG9Bt7zvktM2&sig=AHIEtbRv3XdaGSfU5aPtzkC_WnuwrtkLHQ 4. 5. gia.html 6. 7. truong-ngan-hang-nam-2008.htm 8. 9. doi-lai-suat-2012-va-%E2%80%98huong-di%E2%80%9D-nam-2013.aspx 10. 11. P0os3gDFxNLczdTEwN_Uz8DA09PjwB_JwszI4MwM_2CbEdFAJvQcMc!/? WCM_GLOBAL_CONTEXT=/wps/wcm/connect/sbv_vn/sbv_vn/sbv.vn.vienc hienluoc/sbv.vn.chienluoc.4/d872ed804b30a32bb292ba9fb322a9d9 12. gia-ca-nam-2012-va-du-bao-nam-2013/22245.tctc Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 62 13. 14. 15. 16. 17. hang-va-omo-nam-2012-20130110112256400ca34.chn 18. nam-2011-20111221031651161ca34.chn 19. hon/10851195/87/ 20. trong-cho-m-amp-a/ 21. dau-nam-2013-757-287520.htm 22. usd 23. te-duoc-dua-ra-2013032109002504719ca34.chn 24. noi-so-trach-nhiem.htm 25. 26. 20120625121723948ca34.chn 27. luy-cua-so-huu-cheo/24374.tctc 28. 757-260796.htm 29. hang-2013042909545075320ca31.chn Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 63 30. vong-tu-quy-iii.aspx 31. muc-sinh-loi-cao-nhat-nam-2012.html 32. 33. 34. rot-gia-hang-loat/ 35. vua/a317891.html 36. 20130104083726961ca31.chn Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 64 PHỤ LỤC 1. Nội dung thông tư: Theo quy định, các TCTD là NHTM cổ phần, Công ty tài chính cổ phần, Công ty cho thuê tài chính cổ phần phải có đủ các điều kiện sau mới được NHNN chấp thuận niêm yết trên TTCK:  Có thời gian hoạt động tối thiểu là 02 năm tính đến thời điểm đề nghị;  Giá trị thực của vốn điều lệ đến thời điểm đề nghị không thấp hơn mức vốn pháp định theo quy định hiện hành;  Hoạt động kinh doanh có lãi trên cơ sở báo cáo tài chính hợp nhất có kiểm toán và báo cáo tài chính riêng lẻ có kiểm toán trong 02 năm liền kề trước năm đề nghị;  Tuân thủ các hạn chế để đảm bảo an toàn trong hoạt động của TCTD theo quy định hiện hành liên tục trong 6 tháng liền kề trước thời điểm đề nghị;  Tỷ lệ nợ xấu dưới 3% so với tổng dư nợ tại thời điểm cuối quý trong thời gian 02 quý liền kề trước quý đề nghị;  Thực hiện phân loại nợ và trích lập dự phòng rủi ro theo quy định của NHNN tại thời điểm cuối quý liền kề trước quý đề nghị;  Trong thời gian 12 tháng liền kề trước thời điểm đề nghị. TCTD không bị xử phạt vi phạm hành chính trong lĩnh vực tiền tệ và ngân hàng dưới hình thức phạt tiền từ 30 triệu đồng trở lên;  Tại thời điểm đề nghị, Hội đồng quản trị, Ban kiểm soát của TCTD có số lượng và cơ cấu đảm bảo quy định của pháp luật hiện hành;Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 65 2. Biểu đồ các biến: Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Hình 15: Biểu đồ biểu thị các biến LR, DCR, DR và Rb Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 66 Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian: Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 67 Hình 16: Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian Rb, GR5C, EXC, Rm và OIRC Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 68 3. Kết quả hồi quy mô hình giữa lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng với các biến giải thích LRC DCRC và DRC: Bảng 12: Hồi quy phương trình lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng và các biến LRC, DRC, DCRC Dependent Variable: RB Method: Least Squares Sample (adjusted): 2009M02 2012M07 Included observations: 42 after adjustments Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob. C 0.594124 1.409284 0.421578 0.6757 LRC 0.785078 0.325368 2.412890 0.0208 DCRC -0.623022 0.252257 -2.469786 0.0181 DRC 0.005360 0.289616 0.018507 0.9853 R-squared 0.204527 Mean dependent var 0.665685 Adjusted R- squared 0.141727 S.D. dependent var 9.734975 S.E. of regression 9.018775 Akaike info criterion 7.326887 Sum squared resid 3090.856 Schwarz criterion 7.492379 Log likelihood -149.8646 Hannan-Quinn criter. 7.387546 F-statistic 3.256783 Durbin-Watson stat 1.432751 Prob(F-statistic) 0.031983 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 69 4. Lựa chọn mô hình hồi quy ARMA: Bảng 13: Lựa chọn mô hình hồi quy ARMA Mô hình AIC SIC Kiểm định phần dư Arch LM test ARMA(1, 1) 3.6890 3.7388 Không bị tự tương quan Bác bỏ H0 AR (1) 3.6869 3.7295 Không bị tự tương quan Bác bỏ H0 ARMA (2,1) 3.6926 3.7496 Không bị tự tương quan Bác bỏ H0 ARMA(1,2) 3.6909 3.7478 Không bị tự tương quan Bác bỏ H0 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Trong đó, H0: Mô hình không còn bị ảnh hưởng bởi tính ARCH. 5. Ma trận tương quan giữa các biến số của mô hình hồi quy 4.2 và 4.3: Bảng 14: Ma trận tương quan giữa các biến số. DCRC DRC LRC DCRC 1.000000 0.311147 0.409979 DRC 0.311147 1.000000 0.537355 LRC 0.409979 0.537355 1.000000 RM EXC OIRC GR5C(-1) RM 1.000000 0.195067 0.063568 -0.097069 EXC 0.195067 1.000000 0.137351 -0.163945 OIRC 0.063568 0.137351 1.000000 -0.059381 GR5C(-1) -0.097069 -0.163945 -0.059381 1.000000 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 70 6. Hồi quy và các kiểm định của mô hình AR (1): Bảng 15: Hồi quy phương trình theo phương pháp OLS. Dependent Variable: RB Method: Least Squares Sample (adjusted): 4 627 Included observations: 624 after adjustments Convergence achieved after 5 iterations Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob. C -0.121629 0.073670 -1.651004 0.0992 RM 1.102453 0.030071 36.66204 0.0000 EXC 1.739325 0.145220 11.97718 0.0000 GR5C(-1) -0.257510 0.059673 -4.315371 0.0000 OIRC 0.005243 0.004046 1.296062 0.1954 AR(1) 0.170619 0.040683 4.193865 0.0000 R-squared 0.746664 Mean dependent var 0.041177 Adjusted R- squared 0.744615 S.D. dependent var 3.010809 S.E. of regression 1.521532 Akaike info criterion 3.686881 Sum squared resid 1430.707 Schwarz criterion 3.729536 Log likelihood -1144.307 Hannan-Quinn criter. 3.703457 F-statistic 364.2905 Durbin-Watson stat 1.994693 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots .17 Nguồn: Kết quả xử lí bằng EviewsĐại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 71 Kiểm định phần dư mô hình AR (1): Bảng 16: Kiểm định phần dư mô hình AR (1) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 1.478836 Prob. F(7,611) 0.1718 Obs*R-squared 10.39597 Prob. Chi-Square(7) 0.1672 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Sample: 4 627 Included observations: 624 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. C 0.006127 0.073578 0.083267 0.9337 RM 0.001461 0.030225 0.048335 0.9615 EXC -0.006643 0.145220 -0.045743 0.9635 OIRC -0.001150 0.004063 -0.283071 0.7772 GR5C(-1) -0.000212 0.059754 -0.003548 0.9972 AR(1) -1.265598 2.488160 -0.508648 0.6112 RESID(-1) 1.252191 2.488379 0.503216 0.6150 RESID(-2) 0.255493 0.426532 0.599000 0.5494 RESID(-3) 0.036472 0.083181 0.438467 0.6612 RESID(-4) -0.087986 0.042710 -2.060055 0.0398 RESID(-5) -0.025874 0.041199 -0.628036 0.5302 RESID(-6) -0.069167 0.041099 -1.682926 0.0929 RESID(-7) -0.009037 0.041365 -0.218467 0.8271 R-squared 0.016660 Mean dependent var -2.36E- 14 Adjusted R- squared -0.002653 S.D. dependent var 1.515414 S.E. of regression 1.517422 Akaike info criterion 3.692517 Sum squared resid 1406.871 Schwarz criterion 3.784936 Log likelihood -1139.065 Hannan-Quinn criter. 3.728430 F-statistic 0.862655 Durbin-Watson stat 1.981682 Prob(F-statistic) 0.585384 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 72 *Kiểm định tính ARCH của mô hình AR (1): Bảng 17: Kiểm định tính ARCH của mô hình AR (1) Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic 6.322393 Prob. F(7,610) 0.0000 Obs*R-squared 41.80419 Prob. Chi-Square(7) 0.0000 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Sample (adjusted): 10 627 Included observations: 618 after adjustments Variable Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob. C 1.435845 0.323804 4.434301 0.0000 RESID^2(-1) 0.227779 0.040873 5.572823 0.0000 RESID^2(-2) 0.016900 0.041854 0.403778 0.6865 RESID^2(-3) 0.041303 0.041877 0.986297 0.3244 RESID^2(-4) 0.048743 0.041985 1.160956 0.2461 RESID^2(-5) -0.000764 0.042023 -0.018177 0.9855 RESID^2(-6) 0.064203 0.042015 1.528104 0.1270 RESID^2(-7) -0.011222 0.041011 -0.273633 0.7845 R-squared 0.067644 Mean dependent var 2.312572 Adjusted R-squared 0.056945 S.D. dependent var 6.923547 S.E. of regression 6.723526 Akaike info criterion 6.661963 Sum squared resid 27575.54 Schwarz criterion 6.719264 Log likelihood -2050.547 Hannan-Quinn criter. 6.684240 F-statistic 6.322393 Durbin-Watson stat 1.980740 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Kết quả xử lí bằng EviewsĐại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 73 7. Lựa chọn mô hình hồi quy phương sai có điều kiện cho các nhân tố lãi suất qua đêm liên ngân hàng, lãi suất TPCP 5 năm và tỷ giá USD/VND:  Lãi suất qua đêm liên ngân hàng: Bảng 18: Lựa chọn phương trình hồi qui phương sai cho nhân tố ls qua đêm liên ngân hàng Mô hình AIC SIC Arch LM test GARCH (1, 1) 7.4154 7.4438 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (2, 1) 7.3860 7.4215 Bị ARCH GARCH (1, 2) 7.4075 7.4429 Bị ARCH ARCH (1) 8.0847 8.1059 Bị ARCH GARCH (2, 2) 7.3732 7.4158 Bị ARCH Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews  Lãi suất TPCP 5 năm: Bảng 19: Lựa chọn phương trinh hồi qui phương sai cho nhân tố lãi suất TPCP 5 năm Mô hình AIC SIC Arch LM test GARCH (1, 1) 2.3339 2.3623 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (2, 1) 2.3315 2.3669 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (1, 2) 2.3244 2.3598 Không còn ảnh hưởng tính ARCH ARCH (1) 2.5559 2.5773 Bị arch GARCH (2, 2) 2.3269 2.3695 Không còn ảnh hưởng tính ARCH Nguồn: Kết quả xử lí bằng EviewsĐại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 74  Tỷ giá hối đoái USD/VND: Bảng 20: Lựa chọn phương trinh hồi qui phương sai cho nhân tố tỷ giá USD/VND Mô hình AIC SIC Arch LM test GARCH (1, 1) 0.2999 0.3284 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (2, 1) 0.4265 0.0.4619 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (1, 2) 0.5698 0.6052 Không còn ảnh hưởng tính ARCH ARCH (1) -1.2713 -1.2500 Không còn ảnh hưởng tính ARCH GARCH (2, 2) 0.5353 0.5778 Không còn ảnh hưởng tính ARCH Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 75 8. Kết quả hồi quy và kiểm tra tính ARCH của mô hình AR (1)-GARCH (1, 1)-M: Bảng 21: Mô hình hồi quy theo phương pháp Maximum Likelihood Dependent Variable: RB Method: ML - ARCH (Marquardt) - Normal distribution Sample (adjusted): 4 627 Included observations: 624 after adjustments Convergence achieved after 49 iterations GARCH = C(8) + C(9)*RESID(-1)^2 + C(10)*GARCH(-1) + C(11)*HGR5C + C(12)*HOIRC + C(13)*HEXC + C(14)*D Variable Coefficien t Std. Error z-Statistic Prob. GARCH 0.000417 0.040167 0.010373 0.9917 C -0.071917 0.074584 -0.964246 0.3349 RM 1.047954 0.022169 47.27127 0.0000 EXC 0.300207 0.054137 5.545306 0.0000 GR5C(-1) -0.069846 0.028278 -2.469954 0.0135 OIRC 0.004320 0.002992 1.443577 0.1489 AR(1) 0.257679 0.047845 5.385737 0.0000 Variance Equation C 0.540186 0.078546 6.877336 0.0000 RESID(-1)^2 0.263979 0.060463 4.365947 0.0000 GARCH(-1) 0.508449 0.057443 8.851296 0.0000 HGR5C -0.025934 0.012593 -2.059370 0.0395 HOIRC -4.25E-05 1.05E-05 -4.053397 0.0001 HEXC 0.022879 0.009607 2.381439 0.0172 D -0.181887 0.064213 -2.832563 0.0046 R-squared 0.674534 Mean dependent var 0.041177 Adjusted R-squared 0.667598 S.D. dependent var 3.010809 S.E. of regression 1.735862 Akaike info criterion 3.357191 Sum squared resid 1838.062 Schwarz criterion 3.456720 Log likelihood -1033.444 Hannan-Quinn criter. 3.395867 F-statistic 97.24890 Durbin-Watson stat 2.417001 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots .26 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 76 Bảng 22: Kiểm tra tính ARCH của mô hình AR (1)-GARCH (1,1)-M Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic 0.554197 Prob. F(7,610) 0.7932 Obs*R-squared 3.905422 Prob. Chi-Square(7) 0.7906 Test Equation: Dependent Variable: WGT_RESID^2 Method: Least Squares Sample (adjusted): 10 627 Included observations: 618 after adjustments Variable Coefficien t Std. Error t-Statistic Prob. C 0.979165 0.136939 7.150368 0.0000 WGT_RESID^2(-1) -0.046052 0.041442 -1.111229 0.2669 WGT_RESID^2(-2) 0.008663 0.041432 0.209083 0.8345 WGT_RESID^2(-3) 0.044098 0.041423 1.064568 0.2875 WGT_RESID^2(-4) -0.016772 0.041772 -0.401505 0.6882 WGT_RESID^2(-5) 0.017389 0.041775 0.416264 0.6774 WGT_RESID^2(-6) 0.043325 0.041787 1.036806 0.3002 WGT_RESID^2(-7) -0.005772 0.041802 -0.138084 0.8902 R-squared 0.006319 Mean dependent var 1.023826 Adjusted R-squared -0.005083 S.D. dependent var 1.997929 S.E. of regression 2.003001 Akaike info criterion 4.240030 Sum squared resid 2447.327 Schwarz criterion 4.297331 Log likelihood -1302.169 Hannan-Quinn criter. 4.262307 F-statistic 0.554197 Durbin-Watson stat 1.955142 Prob(F-statistic) 0.793160 Nguồn: Kết quả xử lí bằng EviewsĐại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 77 9. Kiểm định thừa biến đối với các biến trong phương trình trung bình: Bảng 23: Kiểm định thừa biến của mô hình AR (1) Redundant Variables: OIRC F-statistic 52.92923 Prob. F(1,610) 0.0000 Log likelihood ratio 0.870581 Prob. Chi-Square(1) 0.3508 Redundant Variables: RM F-statistic 1101.636 Prob. F(1,610) 0.0000 Log likelihood ratio 699.2638 Prob. Chi-Square(1) 0.0000 Redundant Variables: GR5C(-1) F-statistic -26.57188 Prob. F(1,610) NA Log likelihood ratio 47.14621 Prob. Chi-Square(1) 0.0000 Redundant Variables: EXC F-statistic 209.8248 Prob. F(1,610) 0.0000 Log likelihood ratio 131.5437 Prob. Chi-Square(1) 0.0000 Redundant Variables: AR(1) F-statistic 21.46739 Prob. F(1,610) 0.0000 Log likelihood ratio 26.11535 Prob. Chi-Square(1) 0.0000 Nguồn: Kết quả xử lí bằng Eviews Đại học Kin h tế Hu ế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: Lê Tô Minh Tân SVTH: Nguyễn Thị Ngọc Tiên – K43A TCNH Page 78 Đại học Kin h tế Hu ế