CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN GIÁ TRỊ THỊ TRƯỜNG CỔ PHIẾU NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI Ở VIỆT NAM

CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN GIÁ
TRỊ THỊ TRƯỜNG CỔ PHIẾU NGÂN
HÀNG THƯƠNG MẠI Ở VIỆT NAM
1. Giới thiệu
Cổ phiếu ngân hàng hiện nay vẫn là một trong những kênh đầu tư hấp dẫn đối với
các nhà đầu tư trong và ngoài nước. Dù vậy, từ ngày bắt đầu lên sàn cho đến nay,
cổ phiếu ngân hàng đã trải qua nhiều thăng trầm cùng với sự thăng trầm của nền
kinh tế và của hoạt động ngân hàng. Sau thời kỳ được sự chào đón hồ hởi của giới
đầu tư lúc mới lên sàn, cổ phiếu ngân hàng đã rơi vào thời kỳ trầm lắng và đi
xuống. Từ thời kì bắt đầu tái cấu trúc đến nay, các ngân hàng thương mại dần dần
đi vào hoạt động ổn định góp phần giúp cho cổ phiếu ngân hàng lấy lại phong độ
trong thời gian gần đây. Thế nhưng, sự phục hồi này vẫn chưa thực sự bền vững vì
những yếu tố rủi ro vẫn còn tiềm ẩn. Điều này khiến cho các nhà đầu tư cảm thấy
bối rối và khó xử khi quyết định có nên đầu tư vào cổ phiếu ngành ngân hàng hay
không.
Cổ phiếu ngành ngân hàng được các nhà đầu tư trên thị trường hết sức quan
tâm. Tại Việt Nam, hiện nay, chưa có nhiều nghiên cứu liên quan đến các yếu tố tác
động đến giá trị cổ phiếu của ngành ngân hàng. Do đó, việc nghiên cứu các yếu tố
tác động đến giá trị cổ phiếu của ngân hàng thương mại cổ phần là cần thiết cho
các nhà đầu tư.
Nghiên cứu này giúp các nhà đầu tư có những đánh giá, nhận định tốt hơn và
có chính sách hợp lý khi quyết định đầu tư vào cổ phiếu ngành ngân hàng. Trọng
tâm trước tiên của nghiên cứu này là nhận định, xem xét, đánh giá các yếu tố ảnh
hưởng đến giá cổ phiếu của ngành ngân hàng trên thị trường chứng khoán Việt
Nam trong giai đoạn nghiên cứu 2010 đến năm 2018. Kế đến là xác định mức độ
1


tác động của các yếu tố vĩ mô và vi mô đến giá trị thị trường cổ phiếu các ngân
hàng. Từ đó, đưa ra một mô hình thực nghiệm có thể dự báo được mức độ tác động
của các yếu tố đã xác định đối với giá trị thị trường cổ phiếu ngân hàng trên thị

trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian tới.
2. Cở sở lý thuyết
2.1. Giá trị thị trường của cổ phiếu
Giá trị thị trường của cổ phiếu là giá cả cổ phiếu tại một thời điểm nhất định được
giao dịch trên thị trường chứng khoán. Tùy theo mối quan hệ cung cầu, giá thị
trường có thể cao hơn, thấp hơn hoặc bằng với giá trị thực của nó tại thời điểm
giao dịch. Mối quan hệ cung cầu của cổ phiếu lại chịu tác động của nhiều nhân tố
kinh tế, chính trị, xã hội, trong đó quan trọng là giá thị trường của công ty và khả
năng sinh lợi của nó. Ngoài ra, sự kỳ vọng của các nhà đầu tư về hiệu quả của hoạt
động kinh doanh, khả năng sinh lợi của một công ty trong tương lai sẽ được phản
ánh qua giá trị thị trường của cổ phiếu.
Giá thị trường của cổ phiếu được xác định và đo lường bởi giá cổ phiếu có
được từ kết quả khớp lệnh giao dịch. Giá trị thị trường của cổ phiếu chịu tác động
của nhiều yếu tố cả bên trong lẫn bên ngoài của doanh nghiệp. Sự biến động giá trị
thị trường của cổ phiếu là sự thay đổi trong mức giá giao dịch trên thị trường
chứng khoán của các công ty niêm yết. Biến động giá trị thị trường của cổ phiếu
được hiểu là sự không chắc chắn của những thay đổi trong giá của cổ phiếu xung
quanh giá trị trung bình của chính cổ phiếu đó. Một cổ phiếu được cho là có mức
biến động cao khi giá cổ phiếu trong giai đoạn đó có độ lệch lớn khi so sánh với
mức giá trị trung bình của chính cổ phiếu đó, ngược lại một cổ phiếu được cho là
có mức biến động thấp khi giá cổ phiếu trong giai đoạn đó có độ lệch không lớn
khi so sánh với mức giá trị trung bình của nó.
2.2. Lý thuyết bước đi ngẫu nhiên của giá chứng khoán
Kết quả công trình nghiên cứu của nhà kinh tế học Maurice Kendall (1953) về giá
2


cổ phiếu trên thị trường khẳng định rằng giá cổ phiếu thay đổi một cách ngẫu nhiên
và không thể dự đoán trước được. Nói khác đi, sự thay đổi mức giá cổ phiếu trên
thị trường là “bước đi ngẫu nhiên”. Theo Kedall, nếu giá chứng khoán có thể tiên

đoán trước được và sử dụng cách thức của ông để dự đoán giá cổ phiếu trong thời
gian tới, khi đó các nhà đầu tư sẽ ngay lập tức tìm cách để đạt được lợi nhuận theo
hướng mua vào cổ phiếu khi họ có thể dự đoán giá cổ phiếu đó có xu hướng tăng
và ngược lại bán ra cổ phiếu khi dự đoán được nó có xu hướng giảm. Nếu điều này
xảy ra, thì nó có thể biến mất ngay bởi sự tiên đoán xu hướng tăng giá trong tương
lai của giá chứng khoán sẽ ngay lập tức gia tăng cầu chứng khoán ở hiện tại điều
này dẫn đến giá chứng khoán hiện tại lập tức tăng lên. Ngược lại, mọi sự phán
đoán về khả năng giảm giá chứng khoán trong tương lai sẽ lập tức làm cầu chứng
khoán giảm kéo theo giá chứng khoán giảm xuống. Như vậy có thể khẳng định giá
chứng khoán sẽ ngay lập tức phản ứng với mọi thông tin mới nào được cho là tiềm
ẩn trong dự đoán của mô hình “bước đi ngẫu nhiên”.
Lý thuyết bước đi ngẫu nhiên của giá cổ phiếu dựa trên lý thuyết thị trường
hiệu quả. Trong đó, lý thuyết thị trường hiệu quả cho rằng thị trường cổ phiếu là
một thị trường hoàn hảo, mà tại đó giá cổ phiếu sẽ phản ánh đầy đủ các nhân tố tác
động đến nó. Theo lý thuyết này, mọi thông tin nào có thể sử dụng để tiên đoán xu
hướng biến động của giá chứng khoán trên thị trường đều đã được phản ánh hết
trong giá chứng khoán ở thời điểm hiện tại, đến khi nào xuất hiện những thông tin
khác cho rằng giá chứng khoán đang bị định giá thấp so với giá trị thực, cầu chứng
khoán sẽ lập tức tăng lên biểu hiện bằng sự gia tăng sức mua vào của các nhà đầu
tư và điều này làm cho giá chứng khoán sẽ được đẩy lên đến mức giá hợp lý. Tại
mức giá này sẽ không tồn tại mức tỷ suất lợi nhuận vượt trội mà chỉ có mức tỷ suất
lợi nhuận đủ bù đắp rủi ro của chứng khoán đó.
Như vậy, theo lý thuyết này khi thị trường chứng khoán là thị trường hiệu
quả thì giá cổ phiếu sẽ chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố như nhân tố vĩ mô và
3


nhân tố vi mô…Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng ở nhiều
quốc gia thị trường chứng khoán là không hiệu quả, do đó, giá chứng khoán chưa
thực sự phản ánh đúng thực tế của thị trường do ảnh hưởng của nhiều yếu tố khác

đến giá chứng khoán.
2.3 Lý thuyết về chính sách cổ tức và ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến giá cổ
phiếu
Cổ tức là một phần lợi nhuận sau thuế được công ty cổ phần chia cho các chủ sở
hữu của mình bằng nhiều hình thức khác nhau như cổ tức bằng tiền, bằng cổ phần
và bằng tài sản khác. Căn cứ vào hoạt động kinh doanh trong năm và chính sách cổ
tức được hội đồng cổ đông thông qua, hội đồng quản trị sẽ đề xuất việc trả cổ tức
của cả năm và kế hoạch dự kiến trả cổ tức của công ty trong năm tiếp theo.
Chính sách cổ tức là chính sách ấn định mức lợi nhuận của công ty được
đem ra phân phối như thế nào. Lợi nhuận sẽ được giữ lại để tái đầu tư cho công ty
hay được trả cho các cổ đông. Lợi nhuận giữ lại cung cấp cho các nhà đầu tư một
nguồn tăng trưởng lợi nhuận tiềm năng trong tương lai, trong khi cổ tức cung cấp
cho nhà đầu tư phần phân phối lợi nhuận hiện tại.
Lý thuyết ổn định cổ tức
Nội dung chủ yếu của chính sách này là công ty xác định một mức cổ tức nhất
định, duy trì trả cổ tức liên tục hằng năm và chỉ tăng cổ tức lên cao khi công ty có
thể đạt được sự gia tăng lợi nhuận một cách vững chắc đủ khả năng cho phép tăng
cổ tức. Nếu lợi nhuận giảm sút, mức cổ tức vẫn được duy trì cho đến khi công ty
nhận định rằng không thể ngăn chặn được đà sụt giảm lợi nhuận kéo dài trong
tương lai.
Một công ty khi theo đuổi chính sách ổn định, cổ tức có thể sẽ làm tăng giá
cổ phiếu của công ty trên thị trường, bởi vì chính sách cổ tức đưa ra những thông
tin hay tín hiệu cho các nhà đầu tư về triển vọng tốt trong hoạt động kinh doanh
của công ty. Mặt khác, những công ty thực hiện chính sách cổ tức ổn định được
4


nhiều nhà đầu tư đánh giá là giảm thiểu rủi ro cho cổ đông nhiều hơn những công
ty trả cổ tức tăng giảm thất thường. Hơn nữa, những công ty thực hiện chính sách
cổ tức ổn định thường thu hút sự quan tâm nhiều hơn của các nhà đầu tư, bởi vì

phần lớn cổ đông của nhiều công ty cổ phần xem cổ tức là một trong những nguồn
thu nhập để trang trải các khoản tiêu dùng thường xuyên. Các cổ đông này ưa thích
chính sách cổ tức ổn định.
Lý thuyết thặng dư cổ tức
Nội dung chủ yếu của chính sách này là công ty chi trả cổ tức từ phần lợi nhuận
sau thuế còn lại sau khi đã ưu tiên dùng số lợi nhuận sau thuế để tài trợ cho đầu tư
trong mối quan hệ đảm bảo huy động vốn theo cơ cấu nguồn vốn tối ưu của công
ty. Chính sách thặng dư cổ tức dựa trên cơ sở là các nhà đầu tư ưa thích công ty giữ
lại lợi nhuận để tái đầu tư hơn là trả cổ tức, nếu như tỷ suất sinh lợi mà công ty có
thể đạt được từ việc tái đầu tư lợi nhuận cao hơn tỷ suất sinh lợi trung bình mà các
nhà đầu tư có thể đạt được do tự đầu tư vào các cơ hội khác có mức độ rủi ro tương
đương.
Việc thực hiện chính sách thăng dư cổ tức giúp công ty chủ động sử dụng lợi
nhuận để đáp ứng nhu cầu vốn cho việc thực hiện các cơ hội đầu tư tăng trưởng, từ
đó, đem lại thế mạnh trong cạnh tranh và có khả năng đưa lại triển vọng kinh
doanh tốt đẹp cho công ty trong tương lai.
Nhược điểm của lý thuyết này là có thể dẫn đến sự bất ổn cao về tỷ lệ chi trả
cổ tức, khi công ty có nhiều cơ hội đầu tư, công ty sẽ chi trả cổ tức ở mức thấp,
thậm chí là không chi trả. Việc cắt giảm hoặc không chi trả cổ tức thường bị coi là
dấu hiệu của những khó khăn về tài chính của công ty. Nhưng nếu trong thời gian
tiếp theo, công ty không có cơ hội đầu tư có lãi, tỷ lệ chi trả cổ tức lại ở mức rất
cao. Điều này sẽ ảnh hưởng đến tâm lý của nhà đầu tư, nhà đầu tư đánh giá thấp và
trả giá không cao cổ phiếu của công ty.
Ảnh hưởng của chính sách cổ tức đến giá cổ phiếu
5


Miller và Modiglani (1961) cho rằng chính sách cổ tức ổn định hay chính sách cổ
tức thặng dư đều không ảnh hưởng đến công ty và không ảnh hưởng gì đến giá của
cổ phiếu nếu đặt trong bối cảnh thị trường vốn hoàn hảo và với một chính sách đầu

tư và tài trợ vốn tối ưu đã được xác định.
Tuy nhiên, khi đặt trong thị trường không hoàn hảo thì sự thay đổi trong
chính sách cổ tức lại ảnh hưởng đến giá cổ phiếu. Một sự gia tăng trong cổ tức
chuyển một loại thông tin nào đó đến các nhà đầu tư như thu nhập dự kiến của
công ty sẽ cao hơn. Tương tự, một sự cắt giảm cổ tức lại được xem như truyền đạt
một thông tin bất lợi về triển vọng lợi nhuận của công ty. Sự thay đổi trong chính
sách chi trả cổ tức là một tín hiệu cho các nhà đầu tư về lợi nhuận và dòng tiền
trong tương lai của công ty. Vì vậy, những mức trả cổ tức thay đổi sẽ ảnh hưởng
đến sự đánh giá của các nhà đầu tư đối với công ty, từ đó ảnh hưởng đến giá cổ
phiếu của công ty.
3. Phương pháp nghiên cứu và mô hình đề xuất
3.1 Các giả thuyết nghiên cứu
Rất nhiều các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới tìm thấy những bằng chứng về
sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô như lãi suất, lạm phát, tăng trưởng kinh tế, tỷ
giá hối đoái đến giá cổ phiếu (Tsoukalas, 2003; Nisa và Nishat, 2012). Nghiên cứu
của Nisa và Nishat (2012) cho rằng GDP tác động cùng chiều cùng giá cổ phiếu.
Adaramola (2011) cũng có kết quả tương tự nghiên cứu của Nisa và Nisha (2012)
khi đã chỉ ra rằng GDP có tác động cùng chiều đến giá cổ phiếu. Al-Shubiri (2010)
cũng tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa GDP và biến động giá cổ phiếu khi
phân tích các nhân tố tác động đến sự biến động giá cổ phiếu của 14 ngân hàng
niêm yết trên sàn chứng khoán Amman (Jordan) trong giai đoạn từ năm 2005 đến
năm 2008. Dựa vào lý thuyết và các nghiên cứu ở trên có thể đưa ra giả thuyết:
H1: Tăng trưởng GDP có tác động cùng chiều với giá trị thị trường của cổ
phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết.
6


Lạm phát chỉ mức giá của các hàng hóa và dịch vụ tăng lên theo thời gian so với
một thời kỳ được xác định trước đó. Mukharjee và Naka (1995) đã tìm thấy mối
quan hệ ngược chiều giữa giá cổ phiếu với tỷ lệ lạm phát. Tương tự, Eita (2012)

khi nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến giá của các cổ phiếu trên thị
trường chứng khoán Namibia cũng chỉ ra rằng lạm phát có mối quan hệ ngược
chiều với giá cổ phiếu. Udegbunam và Eriki (2001) cũng cho thấy lạm phát có
quan hệ ngược chiều với động thái của thị trường chứng khoán. Tại thị trường Việt
Nam, khi xem xét mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô bao gồm chỉ số giá
tiêu dùng, tỷ giá hối đoái, cung tiền M2 và giá vàng trong nước, Nguyễn Minh
Kiều và Nguyễn Văn Điệp (2013) đã tìm thấy mối tương quan nghịch giữa lạm
phát và chỉ số giá chứng khoán VN – Index. Dựa vào lý thuyết và các nghiên cứu ở
trên có thể đưa ra giả thuyết:
H2: Tỷ lệ lạm phát có tác động ngược chiều với giá trị thị trường của cổ
phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết.
Lãi suất là chi phí phải trả của người đi vay cho việc sử dụng nguồn vốn của người
cho vay. Lãi suất tăng làm tăng chi phí đi vay đối với ngân hàng. Chi phí này được
chuyển cho các cổ đông vì nó sẽ hạ thấp lợi nhuận mà ngân hàng dùng để thanh
toán cổ tức. Trong khi đó, các ngân hàng vẫn phải chấp nhận gia tăng chi phí huy
động vốn nhưng lại gặp khó khăn trong việc cho vay. Chính vì vậy, lãi suất tăng
thường dẫn đến giá cổ phiếu giảm. Ngược lại, lãi suất giảm có tác động tốt cho
ngân hàng, giá cố phiếu thường tăng lên. Grossman (2000) đã kiểm tra các yếu tố
quyết định giá cổ phiếu, kết quả hồi quy cho thấy lãi suất có mối tương quan
nghịch với giá cổ phiếu ở ý nghĩa ở mức 5%. Sadet và cộng sự (2011) thấy rằng
những thay đổi lãi suất và tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều đến tỷ suất sinh
lợi cổ phiếu ngành ngân hàng. Aurangzeb (2012) xác định các yếu tố tác động đến
giá cổ phiếu và thấy rằng lãi suất có mối tương quan nghịch với giá chứng khoán.
Một số nghiên cứu khác cũng có cùng kết quả nghiên cứu về tác động ngược chiều
7


của lãi suất đến giá cổ phiếu (Fama, 1981; Mohammad và cộng sự, 2009; Gan,
2006; Rahman và cộng sự, 2009; Sohil và Hussain, 2009).
Mahmudul và Uddin (2009) đã nghiên cứu về mối quan hệ giữa lãi suất và

giá cổ phiếu ở các nước phát triển và các nước đang phát triển. Kết quả của nghiên
cứu cho thấy lãi suất có tác động ngược chiều đến giá cổ phiếu ở 14 nước bao gồm
Úc, Bangladesh, Canada, Chile, Colombia, Đức, Ý, Jamaica, Nhật, Malaysia,
Mexico, Nam Phi, Tây Ban Nha và Venezuela. Dựa vào lý thuyết và các nghiên
cứu ở trên có thể đưa ra giả thuyết:
H3: Lãi suất có tác động ngược chiều với giá trị thị trường của cổ phiếu các
ngân hàng TMCP niêm yết.
Ngoài các tác động của các yếu tố vĩ mô vừa nêu trên, các yếu tố vi mô cũng ảnh
hưởng đến giá cổ phiếu ngành ngân hàng mà trước hết là yếu tố quy mô.
Các ngân hàng lớn thường cung cấp cơ hội dịch vụ ngân hàng tốt hơn cho
khách hàng hơn những ngân hàng nhỏ. Các ngân hàng nhờ quy mô lớn hơn nói
chung có vị trí mạnh hơn và chiếm ưu thế hơn trên thị trường cạnh tranh. Cổ phiếu
của các ngân hàng lớn được giao dịch tích cực trên thị trường chứng khoán, bởi vì
cổ phiếu của các ngân hàng lớn cung cấp tính thanh khoản cao hơn đối với các nhà
đầu tư. Do đó, cổ phiếu của các ngân hàng lớn trở nên hấp dẫn hơn đối với các nhà
đầu tư, một sự gia tăng trong sức mua cổ phiếu dẫn đến tăng giá thị trường của nó.
Chandra (1981) chỉ ra rằng quy mô có ý nghĩa tác động tích cực đến giá thị trường
của cổ phiếu. Plamini và cộng sự (2009) cho rằng các ngân hàng thương mại có
quy mô lớn hơn có khả năng cạnh trạnh cao hơn so với các ngân hàng thương mại
có quy mô nhỏ hơn trong hoạt động kinh doanh trên thị trường và đạt được mức lợi
nhuận cao hơn. Naveed và Ramzan (2013) chỉ ra rằng quy mô có mối quan hệ
cùng chiều với giá trị thị trường của cổ phiếu. Dựa vào lý thuyết và các nghiên cứu
ở trên có thể đưa ra giả thuyết:

8


H4: Quy mô có tác động cùng chiều với giá trị thị trường của cổ phiếu các
ngân hàng TMCP niêm yết.
Tỷ số giá trên thu nhập mỗi cổ phần (P/E) là một trong những tỷ số phân tích quan

trọng trong quyết định của nhà đầu tư. Thu nhập từ cổ phiếu sẽ có ảnh hưởng đến
giá thị trường của cổ phiếu. Tỷ số giá trên thu nhập mỗi cổ phần (P/E) đo lường
mối quan hệ giữa giá thị trường (Market Price - P) và thu nhập của mỗi cổ phiếu
(Earning Per Share - EPS) và được tính như sau: P/E = P/EPS. Tỷ số P/E cho thấy
giá cổ phiếu hiện tại cao hơn thu nhập từ cổ phiếu đó bao nhiêu lần, hay nhà đầu tư
phải trả giá bao nhiêu cho một đồng thu nhập. Nếu tỷ số P/E cao thì điều đó có
nghĩa là nhà đầu tư dự kiến tốc độ tăng cổ tức cao trong tương lai; cổ phiếu có rủi
ro thấp nên các nhà đầu tư thoả mãn với tỷ suất vốn hoá thị trường thấp; dự đoán
công ty có tốc độ tăng trưởng trung bình và sẽ trả cổ tức cao.
Khan và Amanullah (2012) đã thấy rằng tỷ P/E dẫn đến việc tăng giá cổ
phiếu và ngược lại. Đồng quan điểm với Khan và Amanullah (2012), Malhotra và
Tandon (2013) thấy giá trị sổ sách của doanh nghiệp, thu nhập trên mỗi cổ phần và
tỷ số giá trên thu nhập có mối quan hệ cùng chiều với giá cổ phiếu doanh nghiệp.
Một nghiên cứu khác của Almumani (2014) đã chỉ ra rằng tỷ số P/E có tác động
cùng chiều đến giá cổ phiếu. Dựa vào lý thuyết và các nghiên cứu ở trên có thể đưa
ra giả thuyết:
H5: Tỷ số P/E có tác động cùng chiều với giá trị thị trường của cổ phiếu các
ngân hàng TMCP niêm yết.
Tỷ số giá trị sổ sách trên giá thị truờng (B/M) là chỉ tiêu để xác định giá trị thực sự
của một công ty bằng cách so sánh giá trị kế toán (giá trị ghi sổ) với giá trị thị
truờng của công ty đó. Giá trị kế toán được tính dựa trên những con số đã ghi nhận
trên sổ kế toán, như giá trị tài sản cố định, tài sản lưu động hay tính toán qua nguồn
vốn gồm có nguồn vốn chủ sở hữu và nợ phải trả. Đây là những tài sản đã được ghi
nhận trong quá khứ, tức là từ khi công ty sở hữu tài sản này và theo nguyên tắc giá
9


phí lịch sử thì nó được giữ nguyên đến khi tài sản đó mất đi. Do vậy, có thể nói giá
kế toán là tổng giá trị tài sản của công ty tính trong một thời kỳ nhất định, thường
trong một niên độ kế toán và nó chỉ thay đổi khi có sự thay đổi qui mô hay cơ cấu

tài sản. Giá trị thị trường của công ty được quyết định trên thị trường chứng
khoán qua việc vốn hóa thị trường, tức là cổ phiếu do công ty đó phát hành có “giá
trị” như thế nào đối với các nhà đầu tư. Kết quả nghiên cứu cuả Khan và
Amanullah (2012) cho thấy tỷ số B/M có tác động ngược chiều đến giá cổ phiếu.
Một nghiên cứu khác của Arshad và cộng sự (2015) cho thấy thu nhập trên mỗi cổ
phần có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa với giá cổ phiếu trong khi tỷ số B/M
và lãi suất có mối quan hệ ngược chiều đáng kể với giá cổ phiếu. Dựa vào lý thuyết
và các nghiên cứu ở trên có thể đưa ra giả thuyết:
H6: Tỷ số giá trị ghi sổ trên giá thị trường (B/M) có tác động ngược chiều
với giá trị thị trường của cổ phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết.
Thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) là phần lợi nhuận mà ngân hàng phân bổ cho
mỗi cổ phần thường đang được lưu hành trên thị trường. Lợi nhuận trên mỗi cổ
phần (EPS) được thể hiện như một chỉ tiêu thể hiện khả năng kiếm lợi nhuận của
ngân hàng thương mại. Chỉ tiêu này càng cao thì cổ phiếu của ngân hàng này càng
hấp dẫn. Ngân hàng nào có thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) lớn hơn thì phản ảnh
hiệu quả hoạt động của ngân hàng tính cho mỗi cổ phần cũng tốt hơn. Vì vậy, đây
là chỉ tiêu được các nhà đầu tư xem xét khi quyết định đầu tư vào cổ phiếu. Uddin
và cộng sự (2013) đã thấy mối quan hệ cùng chiều giữa giá cổ phiếu và thu nhập
trên mỗi cổ phần (EPS), trong đó, thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) là yếu tố quyết
định mạnh mẽ đến sự thay đổi của giá cổ phiếu. Ball và Brown (1968); Baskin
(1989); Malhotra và Tandon (2013); Almumani (2014); Muhammad và cộng sự
(2014) đã chỉ ra rằng thu nhập trên mỗi cổ phần có mối quan hệ cùng chiều với giá
thị trường của cổ phiếu. Tại thị trường Viêt Nam, Trương Đông Lộc (2014) đã thấy
thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) có mối quan hệ thuận với sự thay đổi giá cổ
10


phiếu. Dựa trên lý thuyết và những kết quả thực nghiệm vừa nêu có thể đưa ra giả
thuyết:
H7: Thu nhập trên mỗi cổ phần (EPS) có tác động cùng chiều với giá trị thị

trường của cổ phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết.
Rủi ro lãi suất là rủi ro mà ngân hàng phải gánh chịu khi có sự biến động bất lợi
của lãi suất đối với thu nhập, giá trị tài sản, giá trị nợ phải trả và giá trị cam kết
ngoại bảng của ngân hàng. Rủi ro lãi suất của ngân hàng có thể xuất phát từ hoạt
động đầu tư, hoạt hoạt động huy động vốn và cho vay. Theo Rose and Hudgins
(2010), rủi ro lãi suất có tác động đến giá trị tài sản ròng của ngân hàng thương mại
thường được đo lường bởi chỉ tiêu chênh lệch thời lượng (duration gap). Chỉ tiêu
chênh lệch thời lượng là chỉ tiêu căn bản và phổ biến được sử dụng để đo lường tác
động của rủi ro lãi suất đến giá trị tài sản ròng của ngân hàng thương mại. Thời
lượng (duration) là chỉ tiêu thời hạn trung bình có trọng số dùng để đo lường thời
hạn của tất cả dòng tiền vào từ tài sản sinh lợi và dòng tiền ra từ nợ phải trả (Rose
và Hudgins, 2010). Dựa vào lý thuyết của Rose và Hudgins (2010) có thể đưa ra
giả thuyết:
H8: Chỉ tiêu chênh lệch thời lượng (DGAP) có tác động ngược chiều với giá
trị thị trường của cổ phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết.
3.2 Mô hình nghiên cứu
Dựa vào cơ sở lý thuyết, kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng như các giả thuyết
nghiên cứu vừa nêu ở những phần trên, mô hình nghiên cứu được đề xuất như sau:
Sp(i,t) = α + GDP (t)+ INF (t )+ Size (i,t)+ PE (i,t) + BM(i,t)+ EPS

(i, t)

+ DGAP (i,t)

+INT(t) +ε(i,t), trong đó Sp(i,t) là giá trị thị trường cổ phiếu i trong năm t.
Biến phụ thuộc Sp(i,t)
Theo quan sát của nhà nghiên cứu như Malhotra (1987); Piotroski và Roulstone
(2004); Zakir và Khanna (1982) thì giá cổ phiếu có thể thay đổi liên tục dưới áp
lực mua và bán của các nhà đầu tư. Do đó, thật khó khăn để quyết định xem mức
11

giá nào sẽ được chọn làm biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy. Trong nghiên cứu
của Bhattarai (2014) và nghiên cứu của Arshad và cộng sự (2014) thì giá đóng cửa
của cổ phiếu ngân hàng vào ngày cuối của năm tài chính được sử dụng như là biến
phụ thuộc trong mô hình nghiên cứu. Tương tự, trong nghiên cứu này, mức giá
đóng cửa của cổ phiếu ngân hàng vào ngày cuối của năm tài chính được chọn là
biến phụ thuộc.
Các biến độc lập
Các biến độc lập trong mô hình nghiên cứu được mô tả và xác định cách tính như
được trình bày ở bảng 1 dưới đây.
Bảng 1: Bảng mô tả các biến trong mô hình nghiên cứu
Tên biến Ký
Giá

hiệu
thị Sp

Đơn vị Nguồn

Cách tính

tính
VND

Giá đóng cửa của cổ phiếu

Vndirect.com.vn

trường cổ

phiếu
Tăng

ngân hàng vào ngày cuối của
GDP

%

trưởng

năm tài chính
Số liệu Tổng cục (GDP năm t – GDP năm tthống kê

1)/GDP năm t *100

GDP
Tỷ lệ lạm INF

%

phát
Quy mô Size

Thống kê
Tỷ đồng Báo cáo thường Logarit tự nhiên tổng tài sản

ngân

Số liệu Tổng cục

niên

hàng
Thu nhập EPS

đồng/cổ Báo cáo thường (Thu nhập ròng - cổ tức cổ

trên mỗi

phần

niên

Lần

bình quân đang lưu thông.
Tác giả tự tính Giá trị thị trường/Thu nhập

cổ phần
Tỷ số PE

PE

phiếu ưu đãi)/Lượng cổ phiếu

toán và tham khảo trên mỗi cổ phần
12


thêm từ vietstock,

Tỷ

số BM

cophieu68
Tác giả tự tính Giá trị sổ sách/giá trị thị

Lần

B/M

toán và tham khảo trường
thêm từ vietstock,

Chênh

DGA

cophieu68
Tác giả tự tính DGAP = (DA – DL

Năm

lệch thời P

toán theo số liệu

lượng

trên

Lãi suất

thường niên
Wedsite
Ngân Lãi suất bình quân liên ngân

INT

%

hàng

báo

nhà

cáo

nước hàng kỳ hạn qua đêm

Việt Nam
4. Phân tích dữ liệu và kết quả nghiên cứu
4.1. Phân tích thống kê mô tả
Sử dụng phần mềm STATA để thực hiện việc thống kê, kết quả nhận được bao gồm
số quan sát, độ lệch chuẩn, giá trị trung bình, phạm vi khoảng cách giá trị giữa các
biến phụ thuộc và độc lập được dùng trong nghiên cứu được trình bày ở bảng 2.
Bảng 2: Bảng thống kê mô tả các biến
Variable
Sp

GDP
INF
SIZE
PE
BM
EPS
DGAP
INT

Obs
76
76
76
76
76
76
76
76
76

Mean
17.2415
6.2239

Std.Dev
10.2453
0.6504

Min
4.6000

5.0300

Max
54.3000
7.0800

5.8547

5.2032

0.6000

18.1300

19.2824
48.4269
0.9966
1.6291
1.8799
5.1961

0.9943
133.3982
0.4791
1.0827
0.6743
3.7623

16.8120
3.2399

0.2690
0.0070
0.0444
1.7300

21.0232
1028.5710
3.0339
4.6780
3.3561
14.1200

13


Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm
Stata 14
Để nhận biết sự đa cộng tuyến của các biến dự báo, việc tính toán hệ số tương quan
là cần thiết để thấy mức tương quan tuyến tính đơn ở các cặp biến. Do vậy, bước
tiếp theo sẽ tiến hành phân tích ma trận hệ số tương quan và kiểm tra hiện tượng đa
cộng tuyến.
4.2 Phân tích ma trận hệ số tương quan
Phân tích tương quan giữa các biến được dùng để xem xét mối quan hệ giữa biến
độc lập và biến phụ thuộc. Kết quả thu được có thể xem như là tín hiệu ban đầu để
nhận biết hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 3: Ma trận hệ số tương quan
Biến
Sp
GDP
INF

SIZE
PE
BM
EPS
DGAP

Sp

GDP

INF

SIZE PE

BM

EPS

DGA
P

INT

1.0
0
0.2
5
0.09
0.6
1

0.24
0.77
0.6
0
0.07

1.00
- 0.28

1.00

0.24

- 0.28

1.00

- 0.18 - 0.11 - 0.41

1.00

- 0.14 - 0.00 - 0.49 - 0.23
0.14

0.40

0.46

0.48

- 0.64 0.07

1.00

- 0.43 - 0.55

1.00

0.14

- 0.43

0.25

1.00

14


INT

0.07

- 0.09

0.92

- 0.27 - 0.09 - 0.04

0.41

- 0.56

1.00

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm
Stata 14
Theo Anderson và cộng sự (1990), bất kì hệ số tương quan nào giữa các cặp biến
độc lập lớn hơn 0.7 sẽ được xem là có ảnh hưởng nghiêm trọng đến mô hình, điều
đó cũng cho thấy sự ảnh hưởng lẫn nhau giữa các cặp biến độc lập. Bảng kết quả
trên cho thấy các cặp hệ số tương quan đều nhỏ hơn 0.7 thuộc phạm vi cho phép
nên sẽ không gây ra hiện tượng hồi quy giả mạo, nhưng để đảm bảo kết quả của
các mô hình hồi quy là phù hợp và chính xác hơn, tác giả tiến hành kiểm định đa
cộng tuyến.
4.3 Phân tích đa cộng tuyến
Khi hiện tượng đa cộng tuyến xảy ra thì các ước lượng sẽ không còn chính xác do
sai số chuẩn của các hệ số lớn, khoảng tin cậy lớn và thống kê t có ý nghĩa thấp và
điều này có thể dẫn đến sai lầm khi chấp nhận giả thuyết “không”. Sử dụng hệ số
phóng đại phương sai VIF là cách để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến, theo đó
nếu hệ số phóng đại phương sai VIF nhỏ hơn 2 mô hình không có hiện tương đa
cộng tuyến, nếu hệ số phóng đại phương sai VIF lớn hơn 2 thì có dấu hiệu đa cộng
tuyến. Nếu VIF lớn hơn 10, thì đa cộng tuyến lúc đó chắc chắn xảy ra.
Bảng 4: Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình
Mô hình biến
Biến
INF
INT
EPS
DGAP
SIZE

GDP

phụ thuộc Sp
VIF
9.53
8.35
2.79
2.68
2.24
2.04

1/VIF
0.104951
0.119828
0.358480
0.373049
0.446659
0.490128
15


B/M
P/E
Mean VIF

1.77
1.40

0.565891
0.711840

3.85
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14

Kết quả cho thấy hệ số phóng đại phương sai của các biến đều rất nhỏ và có giá trị
trung bình là 3.85 <10 (mức khuyến cáo chắc chắn xảy ra hiện tượng đa cộng
tuyến). Do đó, có thể kết luận giữa các biến không có hiện tượng đa cộng tuyến
hoàn hảo hay ở mức có thể gây ảnh hưởng đến kết quả ước lượng.
4.4 Phân tích hồi quy và kết quả kiểm định
Để xem xét tác động của các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị thị trường cổ phiếu ngân
hàng TMCP niêm yết tại Việt Nam, các kỹ thuật phân tích hồi quy dữ liệu bảng bao
gồm POLS, FEM, REM đã được sử dụng trong nghiên cứu này. Kết quả cụ thể
được trình bày ở các bảng dưới đây.
Bảng 5: Kết quả hồi quy POOLED OLS
GDP
INF
SIZE
PE
BM
EPS
DGAP

Hệ số
0.9141
0.1870
1.7801
0.0074
-11.4568
3.3632
1.6602

-0.553

INT
6
C
-18.5359
2
R
0.7187
2
R hiệu chỉnh
0.6851
F-statistic
21.40
p-value (F-

t
0.63
0.47
1.78
1.26
-6.22
3.28
1.03
-1.09
-0.87

P> ltl
0.533
0.636

0.079
0.211
0.000
0.002
0.307
0.281
0.398

statistic)
0.0000
Kết quả hồi quy cho thấy mô hình này giải thích được 68.51% yếu tố tác động đến
giá thị trường cổ phiếu dựa trong mẫu nghiên cứu, dựa vào yếu tố R2 hiệu chỉnh.
16


Biến phụ thuộc Sp với các biến độc lập SIZE, BM, EPS có ý nghĩa thống kê (p> |t|
< α = 1%, 5%, 10%); các biến còn lại GDP, INF, DGAP, P/E, INT thì không có ý
nghĩa thống kê.
Bảng 6: Kết quả hồi quy REM
GDP
INF
SIZE
PE
BM
EPS
DGAP
INT
C
R2
Chi

Hệ số
1.9147
0.0354
2.3858
0.0051
-9.1888
2.8706
-0.6518
-0.5246
-32.9314
0.7043
bình
100.9

z
1.72
0.12
1.87
1.17
-4.68
3.40
-0.52
-1.43
-1.37

P> lzl
0.085
0.901
0.061

0.241
0.000
0.001
0.600
0.153
0.170

phương
1
Mô hình tác động ngẫu nhiên REM giải thích được 70.43% các yếu tố tác động đến
giá thị trường của cổ phiếu trong mẫu nghiên cứu. Biến phụ thuộc Sp với các biến
độc lập GDP, SIZE, BM, EPS có ý nghĩa thống kê (P > |z| < α = 1%, 5%, 10%);
các biến còn lại INF, DGAP, P/E, INT thì không có ý nghĩa thống kê
Bảng 7: Kết quả hồi quy FEM
GDP
INF
SIZE
PE
BM
EPS
DGAP
INT
C
R2

Hệ số
1.9707
0.0039
2.7869
0.0048

- 8.8420
2.8333
- 1.0006
- 0.4969
- 40.3665
0.6972

t
1.66
0.01
1.58
1.10
-3.97
3.27
-0.79
-1.31
-1.28

P> ltl
0.103
0.989
0.120
0.274
0.000
0.002
0.436
0.197
0.206

17

R2 hiệu chỉnh
F-statistic
9.9000
Mô hình tác động cố định FEM giải thích được 69.72% yếu tố tác động đến giá thị
trường của cổ phiếu trong mẫu nghiên cứu. Biến phụ thuộc Sp với các biến độc lập
B/M, EPS có ý nghĩa thống kê (P > |z| < α = 1%, 5%, 10%); các biến còn lại GDP,
INF, SIZE, P/E, DGAP, INT thì không có ý nghĩa thống kê.
Sử dụng Kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) để lựa chọn giữa
Pooled OLS và REM
Giả thiết H0: cho rằng chêch lệch giữa các đối tượng trong mô hình hồi quy
là bằng 0, không có sự khác biệt trọng yếu nào giữa các quan sát.
Nếu Prob > Chi 2 lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thiết H 0 và chọn mô hình
Pooled OLS hay nói cách khác là mô hình REM không hiệu quả. Kết quả kiểm
định như sau:
Bảng 8: Kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) Test
Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) Test
Chibar2 (01)
59.41
Prob > Chibar2
0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14
Kết quả kiểm định cho thấy Prob > Chi 2 = 0.0000 < 0.05, ta bác bỏ giả
thuyết H0. Như vậy, trong trường hợp này, có tồn tại sự khác biệt giữa các chủ thể
và tôn trọng sự khác biệt đó. Do đó, REM là sự lựa chọn tốt hơn POLS.
Sử dụng kiểm định Time Fixed Effect để lựa chọn giữa Pooled OLS và FEM
Giả thuyết H0: cho rằng tất cả các hệ số của mô hình FEM đều bằng 0
Nếu Prob > F lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thiết H 0, tức là, không có sự
khác biệt giữa các đối tượng hoặc các thời điểm khác nhau. Khi đó, mô hình POLS

là thích hợp để giải thích cho mối tương quan giữa các biến.
Bảng 9: Kiểm định Time Fixed Effect Test
Time Fixed Effect Test
18


Chi2 (8)
Prob > Chi2

100.91
0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14

Kết quả kiểm định cho thấy Prob > F = 0.0000 bé hơn 0.05 từ đó, ta bác bỏ
giả thuyết H0. Vậy trong trường hợp này, có tồn tại sự khác biệt giữa các chủ thể và
tôn trọng sự khác biệt đó. Do đó FEM là sự lựa chọn tốt hơn POLS.
Sử dụng Kiểm định Hausman để lựa chọn giữa FEM và REM
Cuối cùng, để lựa chọn giữa hai mô hình FEM và REM, tác giả sử dụng kiểm định
Hausman. Đây là kiểm định để xem xét sự tương quan có tồn tại giữa phần dư và
các biến độc lập hay không.
Giả thiết:
H0: sai số ngẫu nhiên và biến độc lập không tương quan
H1: sai số ngẫu nhiên và biến độc lập có tương quan.
Khi giá trị P_value < 0.05, ta bác bỏ H0, khi đó, sai số ngẫu nhiên và biến độc lập
tương quan với nhau, ta sử dụng mô hình tác động cố định. Ngược lại, ta sử dụng
mô hình tác động ngẫu nhiên. Kết quả kiểm định Hausman như sau:
Bảng 10: Kiểm định Hausman
Test Summary
Cross-section random

Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f
Prob
2.05
8
0.9793
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14

Kết quả kiểm định cho thấy Prob > chi2 = 0.9793 lớn hơn 0.05, ta chấp nhận
giả thuyết H0. Khi đó, sai số và biến độc lập không tương quan với nhau, ta sử
dụng mô hình tác động ngẫu nhiên REM. Như vậy, qua kết quả của các kiểm định
trên thì mô hình tác động ngẫu nhiên REM là mô hình phù hợp nhất khi xem xét
các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị cổ phiếu các ngân hàng TMCP niêm yết trên thị
trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, nó chưa hẳn là mô hình hiệu quả nhất vì
có thể vi phạm các giả thiết hồi quy mà nghiên cứu chưa xem xét đến.
Chính vì vậy, việc kiểm định các khuyết tật của mô hình là rất cần thiết. Do
19


vậy, mô hình REM cần thực hiện kiểm định các khuyết tật của mô hình: kiểm định
hiện tượng phương sai sai số thay đổi, kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến và kiểm
định hiện tượng tự tương quan.
Kiểm tra hiện tượng tự tương quan của mô hình REM
Để kiểm định tương quan tự trong mô hình tác giả sử dụng kiểm định Wooldridge
test. Nếu xảy ra hiện tượng tự tương quan thì các ước lượng không chệch nhưng
không hiệu quả. Kiểm định Wooldridge với giả thiết H0: Không có hiện tượng tự
tương quan giữa các sai số.
Bảng 11: Kiểm định hiện tượng tự tương quan: Wooldridge test
Wooldridge test
F(1, 8)
Prob > F

5.535
0.465
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14

Kết quả Prob > F = 0.465 lớn hơn 0.05 ta chấp nhận giả thiết H0: không có
hiện tượng tự tương quan. Vậy mô hình không có xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Kiểm tra phương sai sai số thay đổi của mô hình REM
Phương sai thay đổi có thể làm cho mỗi quan sát, độ tin cậy sẽ không giống nhau,
làm mất đi sự tin của hệ số và mô hình ước lượng có tính hiệu quả không cao. Dữ
liệu trong nghiên cứu này là dữ liệu bảng với mẫu dữ liệu không lớn có thể sử
dụng kiểm định Breusch-Pagan Lagrange Multiplier (LM) để thực hiện kiểm tra
sự thay đổi trong phương sai với giả thuyết.
Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi
Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi.
Nếu Prob > F lớn hơn 0.05 thì chấp nhận giả thiết H0, mô hình REM sẽ
không bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định được trình bày
trong bảng sau:
Bảng 12: Kiểm định Phương sai sai số thay đổi: Breusch-Pagan
Breusch-Pagan
20


Chibar2 (01)
Prob > Chi2

18.21
0.0000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu theo phần mềm Stata 14

Dựa theo kết quả của LM Test với P-value = 0.0000 < 0.05, ta bác bỏ H0 và
kết luận mô hình bị phương sai sai số thay đổi. Như vậy, sau khi thực hiện các
kiểm định cần thiết để phát hiện các khuyết tật của mô hình hồi quy tác động ngẫu
nhiên REM, kết quả kiểm định cho thấy mô hình REM không tồn tại hiện tượng tự
tương quan nhưng lại có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Do đó, để có thể
phân tích kết quả hồi quy được chính xác và đạt được độ tin cậy cao, cần khắc
phục được hiện tượng phương sai sai số thay đổi của mô hình tác động ngẫu nhiên
REM.
Theo phương pháp hồi quy OLS trên dữ liệu bảng, khi mô hình hồi quy có
hiện tượng phương sai sai số thay đổi thì các tham số của mô hình vẫn là ước
lượng không chệch, chỉ có phương sai của các hệ số ước lượng và hiệp phương sai
giữa các tham số ước lượng bị chệch. Do đó, White (1980) đề xuất phương pháp
mô hình sai số chuẩn mạnh “Robust Standard Errors” để có thể cải thiện mô hình
tốt hơn.
Do đó, bước tiếp theo cần tiến hành phân tích số liệu thông qua mô hình sai
số chuẩn mạnh trên REM để khắc phục hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kết
quả hồi quy theo mô hình sai số chuẩn mạnh Robust REM được trình bày theo
bảng 13 như sau:
Bảng 13: Kết quả mô hình Sai số chuẩn mạnh Robust REM
GDP
INF
SIZE
PE
BM
EPS

Hệ số
1.9147
0.0354
2.3858

0.0051
-9.1888
2.8706

z
1.67
0.15
2.32
2.31
-2.22
2.7

P> lzl
0.094
0.878
0.02
0.021
0.027
0.007
21


DGAP
INT
C
R2
Chi

-0.6518
-0.5246

-32.9314
0.7043

-0.63
-2.66
-1.54

0.528
0.008
0.124

bình

29977.3
phương
Mô hình Sai số chuẩn mạnh Robust REM giải thích được 70.43% các yếu tố tác
động đến giá thị trường của cổ phiếu trong mẫu nghiên cứu. Biến phụ thuộc Sp với
các biến độc lập GDP, SIZE, P/E, BM, EPS, INT có ý nghĩa thống kê (P > |z| < α =
1%, 5%, 10%); các biến còn lại INF, DGAP thì không có ý nghĩa thống kê.
Có thể thấy mô hình Sai số chuẩn mạnh Robust REM đã khắc phục khuyết
tật phương sai sai số thay đổi, đồng thời, kết quả cho ra nhiều biến thỏa mãn ý
nghĩa thống kê hơn mô hình tác động ngẫu nhiên REM truyền thống.
5. Kết luận
Mục tiêu của nghiên cứu là xác định các yếu tố ảnh hưởng đến giá trị thị trường cổ
phiếu của 09 ngân hàng TMCP niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam
trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2018. Kết quả nghiên cứu cho thấy, giá cổ
phiếu (Sp) bị tác động bởi các yếu tố thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS), tỷ số P/E,
tỷ số B/M, tốc độ tăng trưởng GDP, lãi suất (INT) và quy mô của ngân hàng
(SIZE).
Những phát hiện cho thấy rằng EPS, P/E, GDP, SIZE có mối quan hệ cùng

chiều và có ý nghĩa với giá cổ phiếu điều này phù hợp với cơ sở lý thuyết và các
kết quả nghiên cứu trước đó. Trong khi đó, kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ số B/M
và INT có mối quan hệ ngược chiều đáng kể và có ý nghĩa với giá cổ phiếu. Các
biến độc lập còn lại trong mô hình, tuy không có ý nghĩa thống kê, nhưng phần nào
cho thấy chiều tác động của chúng đến giá trị thị trường của cổ phiếu các ngân
hàng TMCP niêm yết. Từ kết quả của mô hình hồi quy có thể kết luận rằng các giả
thuyết 1, 3, 4, 5, 6, và 7 được chấp nhận, trong khi chưa có đủ cơ sở để chấp nhận
22


các giả thuyết 2 và 8.
Tài liệu tham khảo:
Adaramola (2011), The Impact of Macroeconomic Indicators on Stock Prices in
Nigeria, Developing Country Studies, vol 1.
Almumani, M. A (2014), Determinants of equity share prices of the listed banks in
Amman stock exchange: Quantitative approach, International Journal of Business
and Social Science, 5(1), 91-104.
Al-Shubiri (2010), Analysis the Determinants of Market Stock Price Movements:
An Empirical Study of Jordanian Commercial Banks, International Journal of
Business and Management, Vol. 5, No. 10.
Eita and Joel Hinaunye (2012), Modelling macroeconomic determinants of stock
market Prices: EvidencefromNamibia, The Journal of Applied Business Research,
28(5), 871-884.
Grossman, Peter Z. (2000), Determinants of Share Price Movements in Emerging
Equity Markets: Some Evidence from America‟s Past, The Quarterly Review of
Economics and Finance 40, no. 3, 355-74.
Khan, M., and Amanullah (2012), Determinants of Share Prices at Karachi Stock
Exchange, International Journal of Business and Management Studies, Vol.4,
1309-8047.
Malhotra, N., and Tandon, K (2013), Determinants of stock prices: Empirical

evidence from NSE 100 companies, International Journal of Research in
Management & Technology (IJRMT), 3(3), 86-95.
Mahmudul Alam and Salah Uddin (2009), Relationship between interest rate and
stockprice:

Empiricalevidencefromdeveloped

and

developing

countries,

International Journalof Businessand Management, Vol.4, No.3, 43-51.

23


Mukherjee, T.K,

and

Naka, A.

(1995),

Dynamic

relations

between

macroeconomic variables & the Japanese stock market: an application of a vector
error correction model, Journal of Financial Research, 18, 2, 223-237.
Naveed and Ramzan (2013), A View about the determinants of change in share
prices: A case from Karachi Stock Exchange (bankingsector), Interdisciplinary
journal of contemporary research in business, Vol 4, no 12.
Nazir, Nawaz, Anwar and Ahmed (2010), Determinants of Stock Price Volatility
in Karachi Stock Exchange: The Mediating Role of Corporate Dividend Policy,
International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue
55, 100-107.
Nisa and Nishat (2011), The Determinants of Stock Prices in Pakistan, Asian
Economic and Financial Review, Vol.1, No.4, (2011), 276-291.
Nguyễn Minh Kiều, Nguyễn Văn Điệp (2013), Quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ
mô và biến động thị trường chứng khoán: bằng chứng nghiên cứu từ thị trường
Việt Nam, Tạp chí phát triển KH&CN, tập 6, số 3, trang 86-100.
Plamini et al. (2009), The Determinants of Commercial Bank Profitability in SubSaharan Africa, IMF Working Paper.
Rose and Hudgins (2008), Commercial Bank Management, McGraw-Hill
Tsoukalas (2003), Macroeconomic Factors and Stock Prices in the Emerging
Cypriot Equity Market, Managerial Finance 29, no. 4, 87–92.
Trương Đông Lộc (2014), Các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá của cổ
phiếu: Các bằng chứng từ Sở Giao dịch Chứng khoán TP. Hồ Chí Minh, Tạp chí
Khoa học Trường Đại học Cần Thơ, (33), trang 72-78.

24