Bối cảnh và vấn đề nghiên cứu

Thị trường chứng khoán giữ vai trò then chốt trong sự phát triển kinh tế của một quốc gia thông qua ba chức năng cơ bản: phân bổ nguồn vốn và tạo kênh huy động cho hoạt động sản xuất kinh doanh, làm công cụ ổn định kinh tế vĩ mô, và cung cấp tính thanh khoản cho các chứng khoán. Tuy nhiên, thị giá cổ phiếu trên thị trường luôn có tính chất biến động mạnh và nhạy cảm trước nhiều yếu tố nội tại của doanh nghiệp cũng như điều kiện kinh tế vĩ mô.

Tại Việt Nam, cơ cấu cung ứng vốn cho nền kinh tế còn tồn tại sự mất cân đối lớn. Số liệu từ Ủy ban Giám sát tài chính quốc gia cho thấy, dù tỷ trọng cung ứng vốn từ thị trường tài chính đã tăng từ 21,6% (năm 2012) lên 36,9% (năm 2018), kênh tín dụng từ các tổ chức tín dụng vẫn chiếm tỷ trọng áp đảo với 63,1% vào cuối năm 2018. Thực trạng này phản ánh sự phụ thuộc nặng nề của doanh nghiệp vào hệ thống ngân hàng thương mại. Đặc biệt, đối với ngành bất động sản – lĩnh vực có nhu cầu vốn rất lớn và tỷ lệ đòn bẩy tài chính cao (tỷ lệ nợ có thể lên tới 70%) – sự phụ thuộc này tiềm ẩn rủi ro hệ thống nếu ngành ngân hàng gặp bất ổn. Do đó, việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến thị giá cổ phiếu bất động sản là yêu cầu cấp thiết nhằm nâng cao hiệu quả định giá, thúc đẩy khả năng huy động vốn qua thị trường chứng khoán và giảm áp lực tín dụng ngân hàng theo định hướng của Ngân hàng Nhà nước.

Mục tiêu và nhiệm vụ nghiên cứu của đề tài bao gồm:

  1. Xác định và lượng hóa các yếu tố nội sinh (thuộc về doanh nghiệp) và ngoại sinh (thuộc về kinh tế vĩ mô) tác động đến thị giá cổ phiếu của các công ty bất động sản niêm yết.
  2. Kiểm định mức độ tác động và chiều hướng ảnh hưởng của từng yếu tố thông qua mô hình kinh tế lượng.
  3. Đề xuất các khuyến nghị thực tiễn đối với Chính phủ/cơ quan quản lý, doanh nghiệp bất động sản và các nhà đầu tư nhằm hoàn thiện việc ra quyết định trên thị trường.

Đối tượng và phạm vi nghiên cứu:

  • Đối tượng nghiên cứu: Thị giá cổ phiếu và các yếu tố tài chính nội sinh cùng các chỉ số vĩ mô ngoại sinh tác động đến thị giá cổ phiếu.
  • Phạm vi không gian: 24 công ty bất động sản có quy mô tiêu biểu, đại diện cho xu hướng ngành, được niêm yết và giao dịch trên Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE).
  • Phạm vi thời gian: Giai đoạn 9 năm, từ năm 2010 đến năm 2018, với dữ liệu được thu thập trên cơ sở thường niên (tổng cộng 216 quan sát).

Cơ sở lý thuyết và phương pháp

Khóa luận xây dựng khung phân tích dựa trên sự kết hợp giữa lý thuyết tài chính doanh nghiệp, lý thuyết định giá chứng khoán và các nghiên cứu thực nghiệm quốc tế:

  • Nền tảng lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm tiền đề:
    • Tác động của thông tin kế toán và chính sách tài chính đến giá cổ phiếu: Srinivasan (2012) tại Ấn Độ (giá trị sổ sách và cổ tức tác động tích cực); Al-Deehani (2005) tại Kuwait (ROE, EPS, dòng tiền tác động đến giá); Dawar Varun (2012) (chính sách cổ tức); Jaideep Jadhav & Kunal Badade (2012); Sharma Rakesh (2016) trên dữ liệu Tata Motors.
    • Tác động của tuổi đời doanh nghiệp: Clark (2002) trên 1.000 công ty Mỹ giai đoạn 1991–1997 (tuổi đời gắn liền với uy tín và kết quả kinh doanh, tác động tích cực đến giá).
    • Tác động của yếu tố vĩ mô: Jonas Anderson & Svein Oskar Lauvsnes (2007) tại Na Uy (tăng trưởng tín dụng tác động tích cực đến thị trường chứng khoán); Mehmet Aga & Berna Kocaman (2006) tại Istanbul (chỉ số giá tiêu dùng CPI tác động ngược chiều với thị giá).
  • Khung pháp lý và phân loại ngành: Quyết định số 27/2018/QĐ-TTg ngày 06/07/2018 của Thủ tướng Chính phủ về Hệ thống ngành kinh tế Việt Nam (VSIC 2018); các tiêu chuẩn niêm yết trên HOSE (vốn điều lệ tối thiểu 120 tỷ đồng, hoạt động dưới hình thức công ty cổ phần tối thiểu 2 năm, ROE năm gần nhất tối thiểu 5%).

Phương pháp nghiên cứu được triển khai:

  • Phương pháp thu thập dữ liệu: Dữ liệu thứ cấp thu thập từ báo cáo tài chính kiểm toán, báo cáo thường niên, bản cáo bạch của 24 công ty qua cổng thông tin Cafef và Vietstock; dữ liệu thị giá cổ phiếu từ website HOSE (lấy giá bình quân tháng 12 hàng năm); số liệu tăng trưởng tín dụng từ Ngân hàng Nhà nước; số liệu chỉ số giá tiêu dùng CPI từ Tổng cục Thống kê (gốc tính năm 2014, rổ hàng hóa gồm 654 mặt hàng theo công thức Laspeyres bình quân nhân); số liệu thị trường bất động sản từ Savills Việt Nam.
  • Phương pháp ước lượng và xử lý kinh tế lượng:
    • Mô hình hồi quy tuyến tính đa biến ước lượng ban đầu bằng phương pháp Bình phương tối thiểu thông thường (OLS/LS) trên phần mềm EViews 10 và Microsoft Excel 2016.
    • Để giảm thiểu độ lệch và ổn định phương sai, biến thị giá cổ phiếu ($P$) và giá trị sổ sách trên mỗi cổ phần ($BVPS$) được chuyển đổi sang dạng logarit tự nhiên ($\ln$).
    • Quy trình kiểm định khuyết tật mô hình: Kiểm định đa cộng tuyến qua Ma trận hệ số tương quan (Correlation Matrix); kiểm định tự tương quan qua Breusch-Godfrey Serial Correlation LM test; kiểm định phương sai sai số thay đổi qua Breusch-Godfrey Heteroskedasticity test.
    • Phương pháp khắc phục: Sử dụng mô hình hồi quy với sai số chuẩn vững HAC (Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent) theo phương pháp Newey-West (1987).

Mô hình hồi quy tổng thể: $$\ln(P) = \beta_0 + \beta_1 \cdot \ln(BVPS) + \beta_2 \cdot DIV + \beta_3 \cdot ROE + \beta_4 \cdot YEAR + \beta_5 \cdot CREDIT + \beta_6 \cdot CPI + U_i$$

Ký hiệu biến Tên biến Loại biến Cách tính / Đo lường
$P$ Thị giá cổ phiếu Phụ thuộc Logarit tự nhiên của giá đóng cửa trung bình tháng 12 hàng năm
$BVPS$ Giá trị sổ sách trên mỗi cổ phiếu Độc lập Logarit tự nhiên của (Tổng tài sản - Nợ phải trả - Tài sản vô hình) / Số CP lưu hành
$DIV$ Tỷ lệ chi trả cổ tức bằng tiền mặt Độc lập Mệnh giá $\times$ Tỷ lệ chi trả cổ tức tiền mặt (%)
$ROE$ Tỷ số lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu Độc lập Lợi nhuận sau thuế / Vốn chủ sở hữu bình quân (%)
$YEAR$ Số năm thành lập Độc lập Năm tính toán trừ đi năm thành lập doanh nghiệp
$CREDIT$ Tăng trưởng vay nợ (tín dụng) Độc lập Tốc độ tăng trưởng tín dụng toàn hệ thống do NHNN công bố hàng năm (%)
$CPI$ Chỉ số giá tiêu dùng Độc lập Tỷ lệ lạm phát/biến động CPI hàng năm do Tổng cục Thống kê công bố (%)

Nội dung chính theo từng chương

Chương 1: Lời mở đầu và Cơ sở lý luận

Chương này thiết lập tính cấp thiết của đề tài trong bối cảnh tái cơ cấu nguồn vốn doanh nghiệp tại Việt Nam, nêu bật khoảng cách nghiên cứu thực nghiệm trong ngành bất động sản tại các thị trường mới nổi. Tác giả làm rõ các khái niệm về công ty bất động sản theo VSIC 2018, vai trò và trách nhiệm pháp lý của chủ đầu tư trong quản lý tiến độ, thi công và huy động vốn. Chương 1 cũng phân tích đặc thù 3 phân khúc bất động sản chính theo dữ liệu Savills (dân cư, thương mại, khu công nghiệp), đồng thời trình bày cơ chế chứng khoán hóa tài sản thông qua các công ty phương tiện đặc biệt (SPV) để tạo thanh khoản và giảm áp lực vay nợ trực tiếp trên bảng cân đối kế toán.

Về mặt lý thuyết, tác giả phân tích cơ chế truyền dẫn của 4 yếu tố nội sinh và 2 yếu tố ngoại sinh:

  • Giá trị sổ sách ($BVPS$): Đóng vai trò là mức giá sàn thanh lý của doanh nghiệp khi giải thể, là thước đo định giá so sánh cơ bản ($P/B$).
  • Cổ tức tiền mặt ($DIV$): Minh chứng cho dòng tiền thực và khả năng chia sẻ lợi nhuận của ban lãnh đạo, tác động trực tiếp đến thu nhập của nhà đầu tư.
  • Lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ($ROE$): Đo lường năng lực sinh lời của một đồng vốn; nếu $ROE$ cao hơn lãi suất vay thể hiện doanh nghiệp khai thác tốt đòn bẩy tài chính.
  • Số năm thành lập ($YEAR$): Đại diện cho bề dày kinh nghiệm, mức độ tích lũy quỹ đất và uy tín thương hiệu trong việc bàn giao dự án.
  • Tăng trưởng tín dụng ($CREDIT$): Nguồn cung vốn trực tiếp cho cả chủ đầu tư xây dựng dự án và khách hàng mua bất động sản.
  • Chỉ số giá tiêu dùng ($CPI$): Phản ánh lạm phát, chi phí vật liệu đầu vào và sự suy giảm sức mua của nền kinh tế.

Chương 2 (đánh số Chương 3 trong văn bản): Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Tác giả thiết kế quy trình nghiên cứu chuẩn hóa qua 6 bước: (1) Xác định và nhận dạng biến; (2) Thu thập và xử lý số liệu; (3) Phân tích thống kê mô tả; (4) Ước lượng mô hình hồi quy; (5) Kiểm định các giả định khuyết tật; (6) Đưa ra kết luận và khuyến nghị.

Dữ liệu được thu thập từ 24 doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên HOSE trong 9 năm liên tục (2010–2018), tạo thành bộ dữ liệu bảng cân bằng với 216 quan sát. Tác giả trình bày danh mục 24 doanh nghiệp được lựa chọn (đảm bảo tính đại diện về quy mô và thanh khoản trên sàn HOSE), quy chuẩn hóa công thức tính toán các biến số độc lập và biến phụ thuộc, đồng thời xây dựng giả thuyết kỳ vọng ban đầu về dấu của các hệ số hồi quy ($\beta_1, \beta_2, \beta_3, \beta_4, \beta_5 > 0$; $\beta_6 < 0$).

Chương 3 (đánh số Chương 4 trong văn bản): Kết quả nghiên cứu

Chương này công bố kết quả phân tích thống kê mô tả và các bước kiểm định kinh tế lượng:

  • Thống kê mô tả:
    • Thị giá cổ phiếu sau logarit ($\ln P$) có giá trị trung bình là 3,9180 (dao động đến cận trên 3,9791), độ lệch chuẩn lớn phản ánh sự phân hóa mạnh về định giá giữa các doanh nghiệp.
    • Giá trị sổ sách sau logarit ($\ln BVPS$) có giá trị trung bình cao hơn trung bình của $\ln P$, chỉ ra rằng trong giai đoạn nghiên cứu, cổ phiếu bất động sản có xu hướng bị định giá thấp hơn giá trị sổ sách.
    • Tỷ số $ROE$ bình quân đạt 7,8% (tương đương lãi suất tiền gửi ngân hàng) nhưng có độ lệch chuẩn lên tới 13%, cho thấy hiệu quả kinh doanh không đồng đều.
    • Tỷ lệ chi trả cổ tức tiền mặt bình quân ở mức thấp, chỉ đạt 5,79% so với mệnh giá.
    • Tăng trưởng tín dụng Việt Nam bình quân đạt 16%/năm (biến thiên từ 9% đến 28%), luôn cao hơn tốc độ tăng trưởng GDP.
    • Lạm phát $CPI$ bình quân đạt 6%/năm (từng đạt đỉnh 18% vào đầu giai đoạn trước khi được kiểm soát ổn định).
  • Kiểm định khuyết tật mô hình:
    • Đa cộng tuyến: Hệ số tương quan giữa các biến giải thích trong ma trận tương quan đều nằm trong khoảng từ -0,35 đến 0,55 (tất cả đều có trị tuyệt đối $< 0,7$), khẳng định không có hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng.
    • Tự tương quan: Kiểm định Breusch-Godfrey Serial Correlation với 2 bậc trễ cho Prob. Chi-Square(2) $< 0,05$, bác bỏ giả thuyết $H_0$, xác nhận mô hình OLS gốc có hiện tượng tự tương quan giữa các sai số.
    • Phương sai sai số: Kiểm định Breusch-Godfrey Heteroskedasticity cho Prob $> 0,05$, chấp nhận giả thuyết $H_0$ (mô hình không bị phương sai thay đổi).
  • Ước lượng vững bằng phương pháp HAC (Newey-West):
    • Mô hình đạt mức ý nghĩa thống kê tổng thể cao với $\text{Prob}(F\text{-statistic}) = 0,0000 < 0,05$.
    • Hệ số xác định $R^2 = 0,3399$, cho biết 6 biến trong mô hình giải thích được 33,99% sự biến động của thị giá cổ phiếu bất động sản niêm yết trên HOSE.

Chương 4 (đánh số Chương 5 trong văn bản): Kết luận và khuyến nghị

Tổng kết các phát hiện thực nghiệm và đưa ra khuyến nghị chính sách:

  • Khuyến nghị với Chính phủ và cơ quan quản lý: Tiếp tục phát triển quy mô thị trường chứng khoán để tăng tỷ trọng vốn cung ứng ngoài ngân hàng (vốn hóa thị trường đã tăng từ 23% GDP năm 2006 lên 72% GDP năm 2018); điều tiết tốc độ tăng trưởng tín dụng hợp lý nhằm hỗ trợ vốn cho thị trường bất động sản nhưng vẫn kiểm soát được rủi ro nợ xấu và kiềm chế lạm phát $CPI$.
  • Khuyến nghị với Doanh nghiệp bất động sản: Nâng cao chất lượng tài sản thực và giá trị sổ sách ($BVPS$), duy trì hoạt động ổn định để tích lũy uy tín thương hiệu theo thời gian ($YEAR$), tận dụng hiệu quả các kênh vốn vay khi chính sách tín dụng mở rộng.
  • Khuyến nghị với Nhà đầu tư: Sử dụng phương trình hồi quy và các biến số có ý nghĩa ($BVPS, YEAR, CREDIT, CPI$) làm công cụ định giá và dự báo thị giá cổ phiếu, theo dõi sát các chu kỳ chính sách tiền tệ và lạm phát để phân bổ danh mục.

Kết quả và đóng góp

Khóa luận đã định lượng hóa mức độ tác động của các nhân tố đến thị giá cổ phiếu ngành bất động sản trên sàn HOSE thông qua mô hình HAC Newey-West.

Bảng tổng hợp kết quả ước lượng mô hình hồi quy:

Biến số độc lập Chiều hướng tác động thực tế Hệ số hồi quy ($\beta$) Mức ý nghĩa thống kê ($\alpha = 5%$)
$\ln(BVPS)$ Cùng chiều (+) +0,6618 Có ý nghĩa ($p < 0,05$)
$DIV$ Không có ý nghĩa - Không có ý nghĩa ($p > 0,05$)
$ROE$ Không có ý nghĩa - Không có ý nghĩa ($p > 0,05$)
$YEAR$ Cùng chiều (+) +0,0072 Có ý nghĩa ($p < 0,05$)
$CREDIT$ Cùng chiều (+) +1,4151 Có ý nghĩa ($p < 0,05$)
$CPI$ Ngược chiều (-) -1,0831 Có ý nghĩa ($p < 0,05$)

Các phát hiện chính từ số liệu:

  1. Giá trị sổ sách trên mỗi cổ phần ($\ln BVPS$): Có tác động tích cực mạnh nhất trong các biến nội sinh ($\beta = 0,6618$). Khi $BVPS$ tăng, giá trị tài sản ròng bảo đảm cho cổ phiếu tăng lên, tạo niềm tin cho nhà đầu tư và đẩy thị giá cổ phiếu tăng.
  2. Tăng trưởng tín dụng ($CREDIT$): Là biến có hệ số tác động dương lớn nhất trong mô hình ($\beta = 1,4151$). Doanh nghiệp bất động sản phụ thuộc lớn vào vốn vay; khi hạn mức tín dụng toàn hệ thống nới lỏng, dòng vốn đổ vào các dự án gia tăng giúp doanh thu và triển vọng lợi nhuận mở rộng, kéo theo sự gia tăng thị giá.
  3. Chỉ số giá tiêu dùng ($CPI$): Tác động tiêu cực rõ rệt đến giá cổ phiếu ($\beta = -1,0831$). Lạm phát gia tăng làm tăng chi phí đầu vào của dự án, dẫn tới chính sách tiền tệ thắt chặt và làm giảm sức cầu tiêu dùng nhà ở, gây áp lực giảm thị giá cổ phiếu.
  4. Số năm thành lập ($YEAR$): Tác động cùng chiều ($\beta = 0,0072$). Thể hiện yếu tố tích lũy kinh nghiệm, năng lực quản trị vượt qua khủng hoảng và uy tín thương hiệu của chủ đầu tư giúp thị giá cổ phiếu được định giá cao hơn.
  5. Cổ tức tiền mặt ($DIV$) và Tỷ số sinh lời ($ROE$): Không đạt mức ý nghĩa thống kê $5%$ trong mô hình hiệu chỉnh cuối cùng, phản ánh đặc thù dòng tiền ngành bất động sản thường phân bổ không đều theo năm tài chính mà phụ thuộc vào điểm rơi hạch toán bàn giao dự án.

Đóng góp của nghiên cứu:

  • Bổ sung bằng chứng thực nghiệm kinh tế lượng chuyên sâu cho nhóm cổ phiếu ngành bất động sản tại thị trường chứng khoán Việt Nam – một thị trường mới nổi với đặc thù phụ thuộc vốn tín dụng.
  • Cung cấp mô hình định giá kết hợp đồng thời cả biến nội sinh tài chính và biến vĩ mô, được hiệu chỉnh sai số tự tương quan qua phương pháp HAC Newey-West.

Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp

Khóa luận tự chỉ ra các hạn chế nghiên cứu dựa trên phạm vi thực hiện:

  • Quy mô mẫu và thời gian: Mới chỉ dừng lại ở 24 doanh nghiệp bất động sản niêm yết trên HOSE trong giai đoạn 2010–2018 (216 quan sát), chưa bao quát toàn bộ các doanh nghiệp niêm yết trên HNX hoặc đăng ký giao dịch trên UPCoM.
  • Số lượng biến giải thích: Mô hình sử dụng 6 biến giải thích với độ giải thích đạt $R^2 = 33,99%$; 66,01% biến động giá còn lại phụ thuộc vào các yếu tố chưa được đưa vào mô hình (như biến động lãi suất, chính sách đất đai, pháp lý dự án cụ thể, tâm lý thị trường).

Hướng nghiên cứu tiếp theo được tác giả đề xuất:

  • Mở rộng quy mô mẫu dữ liệu bằng cách thu thập thêm các doanh nghiệp bất động sản trên các sàn giao dịch khác và kéo dài chuỗi thời gian nghiên cứu.
  • Bổ sung thêm các biến độc lập nội sinh và vĩ mô mới để gia tăng mức độ giải thích ($R^2$) của mô hình hồi quy.

Giá trị tham khảo

Khóa luận là nguồn tài liệu hữu ích cho:

  • Sinh viên và học viên ngành Tài chính - Ngân hàng, Chứng khoán, Kinh tế học: Tham khảo phương pháp xây dựng mô hình hồi quy định lượng trên EViews, quy trình xử lý khuyết tật tự tương quan bằng phương pháp HAC Newey-West trên dữ liệu bảng/chuỗi thời gian.
  • Nhà phân tích tài chính và nhà đầu tư: Tham khảo trọng số định lượng của 4 biến có ý nghĩa ($BVPS, YEAR, CREDIT, CPI$) trong việc xây dựng mô hình dự báo biến động giá nhóm cổ phiếu bất động sản tại Việt Nam.
  • Doanh nghiệp bất động sản: Tham khảo các yếu tố tác động đến định giá thị trường để xây dựng chiến lược quản trị tài chính, minh bạch giá trị sổ sách và kế hoạch quan hệ nhà đầu tư (IR).

Câu hỏi thường gặp

1. Nghiên cứu sử dụng cỡ mẫu bao nhiêu và thu thập trong giai đoạn nào?
Nghiên cứu sử dụng cỡ mẫu gồm 216 quan sát, thu thập từ báo cáo tài chính và dữ liệu giao dịch thường niên của 24 công ty bất động sản niêm yết trên sàn HOSE trong giai đoạn 9 năm từ 2010 đến 2018.

2. Mô hình OLS ban đầu gặp phải khuyết tật gì và tác giả đã xử lý bằng cách nào?
Mô hình OLS gốc qua kiểm định Breusch-Godfrey Serial Correlation (với 2 bậc trễ) đã phát hiện hiện tượng tự tương quan giữa các sai số ($p < 0,05$). Tác giả đã xử lý bằng cách chuyển sang ước lượng mô hình hồi quy với sai số chuẩn vững HAC (Heteroskedasticity and Autocorrelation Consistent) theo phương pháp của Newey và West (1987) trên phần mềm EViews 10.

3. Trong các biến có ý nghĩa thống kê, biến nào tác động mạnh nhất đến thị giá cổ phiếu bất động sản?
Trong các biến có ý nghĩa thống kê ở mức 5%:

  • Biến ngoại sinh có tác động dương mạnh nhất là Tăng trưởng tín dụng ($CREDIT$) với hệ số $\beta = +1,4151$.
  • Biến ngoại sinh có tác động âm mạnh nhất là Chỉ số giá tiêu dùng ($CPI$) với hệ số $\beta = -1,0831$.
  • Biến nội sinh có tác động dương lớn nhất là Giá trị sổ sách trên mỗi cổ phiếu dạng logarit ($\ln BVPS$) với hệ số $\beta = +0,6618$.

4. Tại sao tỷ lệ chi trả cổ tức tiền mặt ($DIV$) và tỷ số sinh lời ($ROE$) không có ý nghĩa thống kê trong mô hình cuối cùng?
Kết quả thực nghiệm cho thấy $p$-value của hai biến này $> 0,05$. Điều này phản ánh thực tế ngành bất động sản Việt Nam giai đoạn 2010–2018 có mức chi trả cổ tức tiền mặt rất thấp (trung bình 5,79% mệnh giá) và lợi nhuận $ROE$ có độ lệch chuẩn rất cao (13%), hạch toán lợi nhuận phụ thuộc theo chu kỳ bàn giao dự án thay vì ổn định đều đặn qua các năm.

Kết luận

Khóa luận tốt nghiệp của tác giả Hoàng Anh Tuấn đã hoàn thành việc nhận diện và lượng hóa các nhân tố tác động đến thị giá cổ phiếu của 24 công ty bất động sản niêm yết trên HOSE giai đoạn 2010–2018. Bằng việc áp dụng mô hình hồi quy tuyến tính hiệu chỉnh sai số chuẩn HAC Newey-West, nghiên cứu chứng minh giá trị sổ sách ($BVPS$), số năm thành lập ($YEAR$), tăng trưởng tín dụng ($CREDIT$) có tác động cùng chiều, trong khi chỉ số giá tiêu dùng ($CPI$) có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến giá cổ phiếu với mức độ giải thích $R^2 = 33,99%$. Các kết quả thực nghiệm này cung cấp cơ sở khoa học xác thực cho các cơ quan quản lý trong điều hành chính sách vĩ mô, đồng thời hỗ trợ doanh nghiệp và nhà đầu tư đưa ra quyết định tối ưu trên thị trường chứng khoán Việt Nam.