phân tích sự biến động và xây dựng một danh mục đầu tư cho các cổ phiếu của cùng một ngành”làm đề tài nghiên cứu thực tập tốt nghiệp

Lời nói đầu Ngy thị trờng chứng khoán phát triĨn hÕt søc m¹nh mÏ ë møc cã thĨ nãi l thiếu đời sống kinh tế nớc theo chế thị trờng v l nớc pứat triển cần thu hút lụơng vốn di hạn cho kinh tế quốc dân Điều n y đà dần đ ợc chứng minh nớcc ta, với gần năm hoạt động v phát triển thị tr ờng chứng khoán Việt Nam đà dần trở thnh kênh huy động vốn hiệu cho đầu t phát triển tạo bớc phát triển míi cho thÞ trêng tài chÝnh nãi chung nỊn kinh tế nớc ta nói riêng Chứng khoán tài sản tài đầu t chứng khoán loại hình đầu t tài hoạt động này, nhà đầu t mua chứng khoán theo danh mục đầu t đa dạng, bao gồm công cụ thị trờng tiền công cụ thị trờng vốn Vì em đề cập đến hoạt động phân tích đầu t loại chứng khoán thị trờng vốn cụ thể cổ phiếu.Phân tích chứng khoán hoạt động quan trọng nhằm hỗ trợ cho việc định đầu t Trong hoạt động đầu t chứng khoán có hai phơng pháp phân tích chủ yếu đợc sử dụng phơng pháp phân tích (phân tích tài chính) phân tích kỹ thuật.Phân tích giúp cho doanh nghiệp lựa chọn đợc kết cấu danh mục đầu t phù hợp.Lý thuyết thực tiễn việc phân tích quản lý danh mục đầu t đà đợc đúc kết qua nhiều năm phát triển thị trờng chứng khoán nhiều nớc Việc nghiên cứu khai thác kiến thức nhằm áp dụng có chọn lọc vào thị trờng chứng khoán non trẻ Việt Nam bớc đầu giúp ích cho việc đẩy mạnh phát triển loại nghiệp vụ này, góp phần vào phát triển thị trờng chứng khoán Việt Nam ổn định hiệu Đó lý để lựa chọn đề tài Đó lý để em chọn đề tàiPhân tích biến động xây dựng danh mục đầu t cho cổ phiếu ngànhlàm đề tài nghiên cứu thực tập tốt nghiệp Trong trình học tập trờng kết hợp với thời gian thực tập trung tâm tin học thống kê ,đợc giúp đỡ tận tình thầy trung tâm tin học thống kê đà giúp em hoàn thành tốt trình thực tập Em xin chân thành cảm ơn thầy giáo TRầN Bá PHI Em xin chân thành cảm ơn Ban Giám đốc trung tâm tin học thống kê toàn thể cán bộ, chuyên viên đà tạo điều kiện thuận lợi cho em trình thực tập Em xin chân thành cảm ơn khoa Toán Kinh tế đà hớng dẫn nhiệt tình để giúp em hoàn thành chuyên đề Phần I: lý thuyết quản lý danh mục đầu t I/ tổng quan thị trờng chứng khoán nghiệp vụ quản lý danh mục đầu t Khái niệm thị trờng chứng khoán : Thị trờng chứng khoán điều kiện kinh tế đại, đợc quan niệm nơi diễn hoạt động giao dịch mua bán chứng khoán trung dài hạn Việc mua bán đợc tiến hành thị trờng sơ cấp ngời mua mua đợc chứng khoán lần đầu từ ngời phát hành thị trờng thứ cấp có mua bán lại chứng khoán đợc phát hành thị trờng sơ cấp Xét mặt hình thức, thị trờng chứng khoán nơi diễn hoạt động trao đổi, mua bán, chuyển nhợng chứng khoán, qua thay đổi chủ thể nắm giữ chứng khoán Lịch sử hình thành thị trờng chứng khoán Việt Nam : Xây dựng phát triển thị trờng chứng khoán (TTCK) mục tiêu đà đợc Đảng Chính phủ Việt Nam định hớng từ năm đầu thập kỷ 90 (thế kỷ 20) nhằm xác lập kênh huy động vốn cho đầu t phát triển Việc nghiên cứu, xây dựng đề án thành lập TTCK đà đợc nhiều quan Nhà nớc, Viện nghiên cứu phối hợp đề xuất với Chính phủ Vì vậy, tháng 9/1994, Chính phủ định thành lập Ban soạn thảo Pháp lệnh chứng khoán TTCK đồng chí Thứ trởng Bộ Tài làm trởng ban, với thành viên Phó Thống đốc NHNN, Thứ trởng Bộ T pháp Trên sở đề án Ban soạn thảo kết hợp với đề án NHNN ý kiến Bộ, ngành liên quan ngày 29/6/1995, Thủ tớng Chính phủ đà có Quyết định số 316/QĐ-TTg thành lập Ban Chuẩn bÞ tỉ chøc TTCK gióp Thđ tíng ChÝnh phđ chØ đạo chuẩn bị điều kiện cần thiết cho việc xây dựng TTCK Việt Nam Trong khoảng năm từ năm 1995 đến năm 2000, Chính phủ, Thủ tớng phủ, Uỷ ban chứng khoán Nhà nớc đà ban hành nghị đinh, định liên quan đến việc tổ chức hoạt động lĩnh vực chứng khoán thị trờng chứng khoán, tạo điều kịên thuận lợi cho việc thành lập Trung tâm giao dịch chứng khoán nớc ta Ngày 11/7/1998, Chính phủ ban hành nghị định số 48/1998/NĐ-CP quy định việc phát hành chứng khoán công chúng, giao dịch chứng khoán dịch vụ liên quan đến chứng khoán thị trờng chứng khoán nớc ta Thủ tớng phủ định số 127/1998/QĐ-TTg việc thành lập Trung tâm giao dịch chứng khoán, trung tâm giao dịch chứng khoán dự kiến thành lập Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội Trung tâm giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Tuy nhiên vào thời điểm định Thủ tớng phủ giấy tờ lúc cha hội có đủ điều cần thiết để tiến hành lập Trung tâm giao dịch chứng khoán Ngày 1/8/1998, Chủ tịch Uỷ ban chứng khoán định số 128/1998/QĐ-UBCK ban hành Quy chế tổ chức hoạt động Trung tâm giao dịch chứng khoán khẳng định Trung tâm giao dịch chứng khoán đơn vị nghiệp có thu, trực thuộc Uỷ ban chứng khoán Nhà nớc, có t cách pháp nhân, có trụ sở, dấu tài khoản riêng; kinh phí hoạt động Trung tâm giao dịch chứng khoán ngân sách Nhà nớc cấp Ngày 13/10/1998, UBCKNN thông t số 01/1998/TT-UBCK hớng dẫn nghị định số 48/1998/NĐ-CP ngày 11/7/1998 việc phát hành cổ phiếu, trái phiếu công chúng Đến ngày 28/7/2000 Trung tâm giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh đà vào hoạt động, đánh dấu phát triển vợc bậc kinh tế nớc ta Chức thị trờng chứng khoán : - Huy động vốn đầu t cho kinh tế: Khi nhà đầu t mua chứng khoán công ty phát hành, số tiền nhàn rỗi họ đợc đa vào hoạt động sản xuất kinh doanh qua góp phần mở rộng sản xuất xà hội Thông qua TTCK, Chính phủ quyền địa phơng huy động đợc nguồn vốn cho mục đích sử dụng đầu t phát triển hạ tầng kinh tế, phục vụ nhu cầu chung xà hội - Cung cấp môi trờng đầu t cho c«ng chóng: TTCK cung cÊp cho c«ng chóng mét môi trờng đầu t lành mạnh với hội lựa chọn phong phú Các loai chứng khoán thị trờng khác tính chất, thời hạn độ rủi ro, cho phép nhà đầu t lựa chọn loại hàng hoá phù hợp với khả mục tiêu sở thích - Tạo tính khoản cho chứng khoán: Nhờ có TTCK nhà đầu t chuyển đổi chứng khoán họ sở hữu thành tiền mặt loại chứng khoán khác họ muốn Khả khoản đặc tính hấp dẫn chứng khoán ngời đầu t Đây yếu tố cho thấy tính linh hoạt, an toàn vốn đầu t TTCK hoạt động động có hiệu tính khoản chứng khoán giao dịch thị trờng cao - Đánh giá hoạt động doanh nghiệp: Thông qua chứng khoán, hoạt động doanh nghiệp đợc phản ánh cách tổng hợp xác, giúp cho việc đánh giá so sánh hoạt động doanh nghiệp đợc nhanh chóng thuận tiện, từ tạo môi trờng cạnh tranh lành mạnh nhằm nâng cao hiệu sử dụng vốn, kích thích áp dụng công nghệ mới, cải tiến sản phẩm - Tạo môi trờng gióp ChÝnh phđ thùc hiƯn c¸c chÝnh s¸ch kinh tÕ vĩ mô Các báo TTCK phản ánh động thái kinh tế cách nhạy bén xác Giá chứng khoán tăng lên cho thấy đầu t mở rộng, kinh tế tăng trởng; ngợc lại giá chứng khoán giảm cho thấy dấu hiệu tiêu cực kinh tế Vì thế, TTCK đợc gọi phong vũ biểu kinh tế công cụ quan trọng giúp Chính phủ thực sách kinh tế vĩ mô Thông qua TTCK, Chính phủ mua bán trái phiếu phủ để tạo nguồn thu bù đắp thâm hụt ngân sách quản lý lạm phát Ngoµi ra, ChÝnh phđ cịng cã thĨ sư dơng mét số sách, biện pháp tác động vào TTCK nhằm định hớng đầu t đảm bảo cho phát triển cân đối kinh tế Nguyên tắc hoạt động thị trờng chứng khoán : a Nguyên tắc cạnh tranh Theo nguyên tắc giá thị trờng chứng khoán phản ánh quan hệ cung cầu chứng khoán thể tơng quan cạnh tranh công ty Trên thị trờng thứ cấp, nhà phát hành cạnh tranh với để bán chứng khoán theo mục tiêu Trên thị trờng thứ cấp, nhà đầu t cạnh tranh tự để tìm kiếm lợi nhuận cao nhất, giá đợc hình thành theo phơng thức đấu giá b Nguyên tắc công Nguyên tắc nhằm đảm bảo lợi ích cho tất ngời tham gia thị trờng Công có nghĩa ngời tham gia thị trờng phải tuan thủ quy định chung, đợc bình đẳng việc chia sẻ thông tin việc gánh chịu hình thức xử phạt vi phạm quy định c Nguyên tắc công khai Chứng khoán hàng hoá trừu tợng, ngời đầu t kiểm tra trực tiếp đợc thông tin có liên quan Vì thị trờng chứng khoán phải đợc xây dựng sở hệ thống công bố thông tin tốt Theo luật định, bên phát hành chứng khoán có nghĩa vụ cung cấp đầy đủ, trung thực kịp thời thông tin có liên quan tới tổ chức phát hành, tới đợt phát hành Công bố thông tin đợc tiến hành phát hành lần đầu nh theo chế độ thờng xuyên đột xuất, thông qua thông tin có liên quan Vì thị trờng chứng khoán phải đợc xây dựng sở hệ thống công ố thông tin tốt Theo luật định, bên phát hành chứng khoán có nghĩa vụ cung cấp đầy đủ, trung thực kịp thời thông tin có liên quan tới tổ chức phát hành, tới đợt phát hành Công bố thông tin đợc tiến hành phát hành lần đầu nh theo chế độ thờng xuyên đột xuất, thông qua phơng tiện thông tin đại chúng, Sở giao dịch, công ty chứng khoán tổ chức có liên quan khác Nguyên tắc nhằm bảo vệ ngời đầu t, song đồng thời hàm nghĩa đà đợc cung cấp thông tin đầy đủ, kịp thời xác ngời đầu t phải chịu trách nhiệm định đầu t d Nguyên tắc trung gian Thị trờng chứng khoán, giao dịch đợc thực thông qua tổ chức trung gian công ty chứng khoán Trên thị trờng chứng khoán sơ cấp nhà đầu t thờng không mua trực tiếp nhà phát hành mà mua từ nhà bảo lÃnh phát hành Trên thị trờng thứ cấp, nhà môi giới mua, bán chứng khoán giúp khách hàng e Nguyên tắc tập trung Các giao dịch chứng khoán diễn sở giao dịch thị trờng OTC, có kiểm tra giám sát quan quản lý Nhà nớc Các thành phần tham gia thị trờng chứng khoán : a Nhà phát hành Nhà phát hành tổ chức thực huy động vốn thông qua thị trờng chứng khoán Nhà phát hành ngời tổ chức thực huy động vốn thông qua thị trờng chứng khoán, Nhà phát hành ngời cung cấp chứng khoán hàng hoá thị trờng chứng khoán - Chính phủ quyền địa phơng nhà phát hành trái phiếu Chính phủ trái phiếu địa phơng - Công ty nhà phát hành cổ phiếu trái phiếu công ty - Các tổ chức tài nhà phát hành công cụ tài nh trái phiếu b Nhà đầu t - Các nha đầu t cá nhân ngời có vốn nhàn rỗi tạm thời, tham gia mua, bán thị trờng chứng khoán với mục đích kiếm lợi nhuận Tuy nhiên, đầu t lợi nhuận gắn với rủi ro, lợi nhuận cao rủi ro lớn ngợc lại - Các nhà đầu t có tổ chức thờng xuyên mua bán chứng khoán với số lợng lớn thị trờng Các tổ chức thờng có phận gồm nhiều chuyên gia có kinh nghiệm để nghiên cứu thị trờng đa định đầu t c Các tổ chức kinh doanh thị trờng chứng khoán - Công ty chứng khoán công ty hoạt động lĩnh vực chứng khoán, đảm nhận nhiều số nghiệp vụ bảo lÃnh phát hành, môi giới, quản lý quỹ đầu t, t vấn chứng khoán - Các ngân hàng thơng mại sử dụng vốn tự có để tăng đa dạng hoá lợi nhuận thông qua đầu t vào chứng khoán d Các tổ chức có liên quan đến thị trờng chứng khoán - Cơ quan quản lý Nhà nớc - Sở giao dịch chứng khoán - Hiệp hội nhà kinh doanh chứng khoán Hàng hoá tham gia thị trờng chứng khoán : a Cổ phiếu Cổ phiếu loại chứng khoán xác nhận quyền sở hữu lợi ích hợp pháp thu nhập tài sản công ty cổ phần - Cổ phiếu thờng Nếu công ty đợc phép phát hành loại cổ phiếu, phát hành cổ phiếu thờng Cổ phiếu thờng mang lại cho cổ đông quyền sau: + Qun hëng cỉ tøc Cỉ phiÕu thêng kh«ng quy định cổ tức tối thiểu hay tối đa mà cổ đông đợc nhận Tỷ lệ nh hình thức chi trả cổ tức cho cổ đông tuỳ thuộc vào kết hoạt động kinh doanh vào sách công ty Khi công ty phải lý tài sản, cổ đông thờng đợc nhận lại sau công ty trang trải xong tất nghĩa vụ nh thuế, nợ cổ phiếu u ®·i + Qun mua cỉ phiÕu míi + Qun bá phiÕu - Cỉ phiÕu u ®·i Cỉ phiÕu u ®·i thờng không cho cổ đông quyền bỏ phiếu, song lại ®Þnh mét tû lƯ cỉ tøc tèi ®a so víi mệnh giá Trong điều kiện bình thờng, cổ đông u đÃi nhận đợc lợng cổ tức cố định theo tỷ lệ đà định Trong trờng hợp công ty đủ lợi nhuận để trả theo tỷ lệ đó, trả theo khả có thể, nhng cổ đông u đÃi cha đợc trả cổ tức cổ đông thờng cha đợc trả b Trái phiếu Trái phiếu loại chứng khoán quy định nghĩa vụ ngời phát hành (ngời vay tiền) phải trả cho ngời nắm giữ chứng khoán (ngời cho vay) khoản tiền xác định, thờng khoản thời gian cụ thể, phải hoàn trả khoản cho vay ban đầu đáo hạn - Trái phiếu công ty trái phiếu công ty phát hành để vay vốn dài hạn - Trái phiếu phủ trái phiếu phủ phát hành nhằm làm công cụ điều tiết tiền tệ - Trái phiếu công trình trái phiếu phủ trung ơng quyền địa phơng phát hành để huy động vốn cho mục đích cụ thể, thờng để xây dựng công trình sở hạ tầng hay công trình phúc lợi công cộng c Chứng khoán chuyển đổi Chứng khoán chuyển đổi loại chứng khoán cho phép ngời nắm giữ chứng nó, tuỳ theo lựa chọn điều kiện định, đổi lấy chứng khoán khác Thông thờng cổ phiếu u đÃi đợc chuyển đổi thành cổ phiếu thờng trái phiếu đợc chuyển đổi thành cổ phiếu thờng d Các công cụ phái sinh Các công cụ phái sinh công cụ đợc phát hành sở công cụ ®· cã nh cỉ phiÕu, tr¸i phiÕu , nh»m nhiỊu mục tiêu khác nhau, nh phân tán rủi ro, bảo vệ lợi nhuận tạo lợi nhuận - Quyền lựa chän - Qun mua tríc - Chøng qun - Hỵp đồng kỳ hạn - Hợp đồng tơng lai II/ Quản lý danh mục đầu t Khái niệm quản lý danh mục đầu t : Danh mục đầu t chứng khoán: Là khoản đầu t cá nhân tổ chức vào việc nắm giữ nhiều loại cổ phiếu, trái phiếu, hàng hoá, đầu t bất động sản, tài sản tơng đơng tiền tài sản khác Mục đích danh mục đầu t giảm rủi ro việc đa dạng hoá danh mục đầu t Quản lý danh mục đầu t chứng khoán (gọi tắt quản lý danh mục đầu t) xây dựng danh mục đầu t loại chứng khoán, tài sản đầu t đáp ứng tốt nhu cầu chủ đầu t sau thực theo dõi điều chỉnh danh mục nhằm đạt đợc mục tiêu đầu t đề Yếu tố quan trọng mà chủ đầu t quan tâm ®ã lµ møc ®é rđi ro mµ hä chÊp nhËn, sở để công ty thực quản lý danh mục đầu t/ quản lý quỹ xác định danh mục đầu t cho lợi tức thu đợc tối u với rủi ro không vợt mức chấp nhận đà định trớc Công ty (ngời) quản lý danh mục đầu t: công ty chuyên nghiệp chịu trách nhiệm danh mục đầu t chứng khoán cá nhân tổ chức đầu t Công ty đợc hởng phí quản lý danh mục đầu t có quyền tự định việc lập danh mục đầu t cho khách hàng khuôn khổ hạn chế thoả thuận với khách hàng Rủi ro, lợi nhuận nh thua lỗ danh mục đầu t khách hàng đợc hởng gánh chịu phạm vi đà thoả thuận với công ty quản lý danh mục đầu t Bản chất quản lý danh mục đầu t chứng khoán định lợng mối quan hệ rủi ro lợi tức kỳ vọng thu đợc từ danh mục Tóm lại, nghiệp vụ quản lý danh mục đầu t chứng khoán là: Quá trình quản lý tài sản định chế cá nhân đầu t bao gồm từ việc định giá, phân tích chứng khoán, lựa chọn đầu t, theo dõi kết đầu t phân bổ vốn đầu t, đánh giá kết đầu t Việc phân bổ tài sản việc lựa chọn tỷ lệ đầu t danh mục phân bổ cho loại tài sản nhằm đạt đợc mức lợi nhuận dài hạn cao nahát với mức rủi ro thấp Tuy nhiên trình đầu t, ngời quản lý thay đổi tỷ lệ đà định nhằm tận dụng hội xuất thời điểm nhằm đạt đợc mức lợi tức cao Ví dụ, ngời quản lý nhận định triển vọng cổ phiếu khả quan trái phếu thời gian tới, ngời quản lý tăng đầu t cổ phiếu giảm đầu t trái phiếu thời gian tới, ngời quản lý tăng đầu t cổ phiếu giảm đầu t trái phiếu danh mục Đồng thời, loại tài sản, ngời quản lý lựa chọn chứng khoán có lợi tức mong đợi lớn mức trung bình loại tài sản Vai trò nghiệp vụ quản lý danh mục đầu t nhà đầu t : Nếu thị trờng hiệu câu hỏi đặt nhà đầu t thực tế phải tốn công sức việc lựa chọn cổ phiếu cho danh mục đầu t cho họ? Tại họ không thiết kế danh mục đầu t theo số có thị trờng? Một số lý sau giải thích vai trò cần thiết quan lý danh mục đầu t: ã Sự cần thiết việc tạo lập danh mục đầu t đợc đa dạng hoá theo yêu cầu nhà đầu t Thậm chí trờng hợp giá chứng khoán đợc định giá với giá trị nhng chứng khoán chứa đựng rủi ro mang tính chất cá biệt công ty Những rủi ro loại bỏ thông qua việc đa dạng hoá danh mục đầu t Vai trò quản lý phát huy tác dụng để tạo danh mục đầu t phù hợp với mức rủi ro hệ thống mà nhà đầu t mong muốn ã Quản lý danh mục đầu t chịu tác động tâm lý nhà đầu t rủi ro Ví dụ nhà lÃnh đạo công ty A đợc thởng công xứng đáng hàng năm tuỳ thuộc vào lợi nhuận tạo A không đầu t tiền vào cổ phiếu khác ngành ã Việc chọn lựa chứng khoán để đầu t phải tính đến ảnh hởng thuế Những nhà đầu t phải chịu mức thuế cao thờng không muốn danh mục chứng khoán giống nh nhà đầu t chịu thuế suất thấp ã Các nhà đầu t lứa tuổi khác có nhu cầu riêng sách lựa chọn danh mục đầu t liên quan đến mức rủi ro phải gánh chịu Ví dụ: ngời già thờng tránh đầu t vào trái phiếu có thời gian đáo hạn dài Ngợc lại, nhà đầu t trẻ thờng thích mạo hiểm thờng có khuynh hớng thiên trái phiếu có thời hạn dài III/ xây dựng danh mục đầu t chứng khoán Quản lý danh mục đầu t trái phiếu : Chiến lợc thụ động Quản lý thụ động chiến lợc mua nắm giữ trái phiếu đáo hạn mà không cần quan tâm đến biến động lÃi suất Đối với chiến lợc này, phải phân tích dự báo tình hình biến ®éng l·i suÊt, song ngêi ®Çu t vÉn cÇn cã phân tích để đa dạng hoá danh mục đầu t nhằm giảm thiểu rủi ro xác định số lợng trái phiếu cần đa vào danh mục phù hợp với độ lớn danh mục đầu t Theo phơng pháp này, tốt đầu t vào danh mục có thành phần trái phiếu tơng tự nh số thị trờng nhằm thu đợc kết tơng tự nh số _Các bớc tiến hành thực chiến lợc đầu t thụ động ã Lựa chọn số trái phiếu Trên thị trờng có nhiều loại số trái phiếu với møc rđi ro kh¸c nhau, vËy tríc hÕt ngêi quản lý danh mục đầu t thụ động cần phải xem xét yếu tố để định nên đầu t theo danh mục loại Thứ xác định mức độ rủi ro toán mà ngời ®Çu t cã thĨ chÊp nhËn NÕu chän danh mơc số gồm toàn trái phiếu công ty gặp nhiều rủi ro tín nhiệm số trái phiếu phủ Nếu mức rủi ro cao chấp nhận đợc tốt không nên dựa vào số để lập danh mục Thứ hai phải tuân theo mục tiêu ngời đầu t đề Chẳng hạn, lợi suất đầu t số đồng đều, song độ biến thiên chúng lại khác cã biÕn ®éng l·i st Do vËy, nÕu mơc tiêu ngời đầu t chọn danh mục có độ biến thiên lợi suất thấp cần phải đầu t dựa theo số có thời gian đáo hạn bình quân (duration) ngắn Ví dụ số loại trái phiếu thị trờng chứng khoán Mỹ: chØ sè thÞ trêng tỉng thĨ: Merrill Lynch Domestic Market Index (5000); số thị trờng chuyên ngành: Gov Bond Index, Yankee Bond Index, ã Phơng pháp đầu t Một ngời quản lý danh mục đà định đợc nên đầu t dựa theo số bớc phải xây dựng danh mục đầu t theo phiên số Để thực công việc này, ngời quản lý thực số phơng pháp sau: Phơng pháp thứ nhất, mua tất trái phiếu có chứng số chuẩn dự kiến đà chọn với tỷ trọng đầu t vào trái phiếu tỷ trọng trái phiếu chiếm số chuẩn Tuy nhiên, làm nh đòi hỏi phải có số vốn lớn trờng hợp phí giao dịch theo phải chịu phí giao dịch lớn Phơng pháp thứ hai, mua chọn lọc lợng định trái phiếu số Theo cách vốn thực đợc với phí giao dịch thấp nhng có hạn chế mức đa dạng hoá không cao danh mục hoàn toàn tuân theo số chuẩn Do phơng pháp cho kết không hoàn toàn giống với kết số chuẩn a/ Phơng pháp chia nhỏ Là phơng pháp phân chia số theo nhóm nhỏ đại diện cho đặc tính khác số Cách chia thờng theo đặc tính sau: - Thời gian đáo hạn bình quân - LÃi suất coupon; - Thời gian đáo hạn - Lĩnh vực, ngành nghề (trái phiếu Chính phủ, công ty hay trái phiếu có bảo đảm ) - Mức độ tín nhiệm - Đặc điểm trái phiếu (trái phiếu mua lại trớc hạn, trái phiếu có lÃi suất thả ) b/ Phơng pháp tối u hoá Nhà quản lý danh mục phải xây dựng danh mục vừa phải khớp với nhóm chia nhỏ nh trên, vừa phải tuân theo số điều kiện đồng thời phải tối u số mục tiêu đề Điều kiện đặt hạn chế đầu t vào loại trái phiếu nhóm trái phiếu hay rộng lĩnh vực ngành nghề Các mục tiêu đặt tối đa hoá lợi suất đầu t danh mục riêng lẻ tối đa hoá độ lồi hay tối đa hoá lợi suất đầu t toàn danh mục đầu t.v.v Đây phơng pháp phức tạp, có nhà quản lý đầu t chuyên nghiệp thực đợc Các loại rủi ro đầu t trái phiếu : Đối với trái phiếu tồn loại rủi ro rủi ro phi hƯ thèng vµ rđi ro hƯ thèng.Rđi ro phi hƯ thống rủi ro công ty riêng lẻ phát hành trái phiếu nh rủi ro toán, rủi ro kinh doanh Đơn vị phát hành có mức tín nhiệm thấp độ rủi ro cao Tuy nhiên, loại rủi ro hạn chế loại bỏ hoàn toàn thông qua đa dạng hoá Rủi ro hệ thống rủi ro thị trờng gây ra, nh rủi ro biến động lÃi suất, lạm phát thay đổi sách kinh tế vĩ mô Không thể xoá bỏ rủi ro đa dạng hoá đợc, nhà quản lý danh mục cần phải có biện pháp quản lý danh mục nhằm giảm thiểu đợc loại rủi ro Đây nhiệm vụ quan trọng nhà quản lý danh mục đầu t a Chiến lợc đầu t chủ động Chiến lợc chủ động phơng pháp mà nhà quản lý danh mục sử dụng khả dự đoán thủ thuật đầu t để xây dựng danh mục đầu t đạt mức sinh lời cao mức sinh lời chung thị trờng Các yếu tố chủ yếu mà nhà quản lý danh mục phải theo dõi dự đoán là: - Thay đổi mặt lÃi suất; - Thay đổi cấu kỳ hạn lÃi suất (hay đờng cong lÃi suất); - Thay đổi mức chênh lệch lÃi suất loại trái phiếu khác Một số phơng pháp chủ yếu đợc áp dụng: ã Chiến lợc hoán đổi (hay gọi lựa chọn chứng khoán riêng lẻ) : Nguyên tắc thực chiến lợc là: - Đánh giá hai loại trái phiếu tơng đơng chất lợng thời gian đáo hạn, chuyển tõ lo¹i cã coupon thÊp sang lo¹i cã coupon cao với giá lại không cao nhiều để hy vọng thu đợc lợi suất cao Phơng pháp gọi hoán đổi lợi suất đơn - Khai thác định giá sai tạm thời thị trờng trị giá chứng khoán Chẳng hạn, có hai loại trái phiếu tơng đơng chất lợng (độ rủi ro), lĩnh vực hoạt động, coupon thời gian đáo hạn, nhng lÃi suất đáo hạn lại khác (tức giá khác nhau) ngời ta thay trái phiếu có lợi suất thấp (giá cao) để đổi lấy trái phiếu lợi suất cao (giá thấp) Đây phơng pháp hoán ®ỉi thay thÕ - Díi dù ®o¸n møc ®é tÝn nhiệm công ty có xu hớng tăng lên, tức lợi suất đầu t vào trái phiếu công ty phát hành giảm (giá trái phiếu tăng), từ phải mua loại trái phiếu bán loại tơng đơng triển vọng Tuy nhiên, chiến lợc hoán đổi có số rủi ro mà nhà quản lý danh mục cần biết Đó việc trái phiếu đợc hoán đổi cha đà hoàn toàn tơng đồng mặt chất lợng với trái phiếu ban đầu Hơn nữa, loại trái phiếu thờng có thời gian đáo hạn coupon tơng tự cha hẳn giống hoàn toàn Điều dẫn đến khác độ låi, 10 Estimation Equation: ===================== R_BBC01 = C(1)*R_VNINDEX Substituted Coefficients: ===================== R_BBC01 = 0.2857862019*R_VNINDEX 4.3.2 Cỉ phiÕu CAN *Ta sư dụng phơng pháp OLS để ớc lợng mô hình sau : RCAN = R f + β i ( RVNINDEX - R f ) + ε i Hay ta cã : RCAN = (1- β i ) R f + β i RVNINDEX + ε i Dependent Variable: R_CAN Method: Least Squares Date: 04/01/08 Time: 01:54 Sample: 663 Included observations: 662 Variable RF R_VNINDEX R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficient -0.015763 0.244809 0.030808 0.029340 0.019415 0.248778 1671.081 Std Error t-Statistic 0.029962 -0.526108 0.053449 4.580214 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Durbin-Watson stat Prob 0.5990 0.0000 -0.000759 0.019706 -5.042541 -5.028960 1.708553 Ta thÊy hƯ sè cđa Rf cã thể Prob.= 0.5990 > 0.05 , hệ số CAN Prob.= 0.0000 < 0.05 Nh vËy lỵi st cđa cỉ phiếu RCAN phụ thuộc vào lợi suất thị trêng Rvnindex Ta bá hƯ sè cđa Rf ®i đợc mô hình sau : Dependent Variable: R_CAN Method: Least Squares Date: 04/01/08 Time: 01:59 Sample: 663 Included observations: 662 Variable R_VNINDEX R-squared Coefficient 0.247726 0.030402 Std Error t-Statistic 0.053132 4.662465 Mean dependent var Vậy ta có mô hình CAPM cđa cỉ phiÕu CAN lµ : Estimation Equation: ===================== R_CAN = C(1)*R_VNINDEX Substituted Coefficients: ===================== 48 Prob 0.0000 -0.000759 R_CAN = 0.2477255917*R_VNINDEX 4.3.3 Cỉ phiÕu LAF *Ta sư dơng phơng pháp OLS để ớc lợng mô hình sau : RLAF = R f + β i ( RVNINDEX - R f ) + ε i Hay ta cã : RLAF = (1- β i ) R f + β i RVNINDEX + ε i Dependent Variable: R_LAF Method: Least Squares Date: 04/01/08 Time: 02:15 Sample: 663 Included observations: 662 Variable RF R_VNINDEX R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Coefficient 0.048474 0.373196 0.014205 0.012711 0.043958 1.275307 1130.101 Std Error t-Statistic 0.067839 0.714549 0.121016 3.083858 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Durbin-Watson stat Prob 0.4751 0.0021 0.000677 0.044240 -3.408160 -3.394579 1.900268 Ta thÊy hƯ sè cđa R f cã thể Prob.= 0.4751 > 0.05 , hệ số LAF Prob.= 0.0021 < 0.05 Nh vËy lỵi st cđa cỉ phiếu RLAF phụ thuộc vào lợi suất thị trêng Rvnindex Ta bá hƯ sè cđa Rf ®i đợc mô hình sau : Dependent Variable: R_LAF Method: Least Squares Date: 04/01/08 Time: 02:21 Sample: 663 Included observations: 662 Variable R_VNINDEX R-squared Coefficient 0.364228 0.013442 Std Error t-Statistic 0.120319 3.027187 Mean dependent var Prob 0.0026 0.000677 VËy ta có mô hình CAPM cổ phiếu LAF ; Estimation Equation: ===================== R_LAF = C(1)*R_VNINDEX Substituted Coefficients: ===================== R_LAF = 0.3642275217*R_VNINDEX Mô hình số đơn-Mô hình số thị trờng (SIM) : Mô hình 49 + Mô hình số thị trờng mô hình đơn giản giống mô hình hồi quy đơn + sử dụng số VN-INDEX làm số thị trờng, phản ánh hoạt động chung toàn thị trờng + Ký hiệu lợi suất VN-INDEX R + Khi ®ã ta sÏ biĨu diƠn cổ phiếu theo mô hình số thị trờng ớc lợng chúng +Ta có mô hình nh sau : I Ri = ∝ i + β i I R I + ε i Rj = α j + β j I R I + ε j §êng hồi quy đờng đặc trng loại cæ phiÕu E( ε i ) = E( ε j ) = ∀ i ,j = COV( R I , ε i ) = ∀ i = 1,3 COV( ε i , ε j ) = ∀i j Điều kiện để ớc lợng mô hình số thị trờng theo phơng pháp OLS lợi suất cổ phiếu lợi suất VNINDEX phân phối chuẩn nhng thị trờng chứng khoán Việt Nam thị trờng không hiệu ,giá cổ phiếu cha phản ánh đầy đủ thông tin mà công chúng sử dụng ,thông tin bất cân xng Do kết ớc lợng không phản ánh thông tin mô hình có nhiều khuyết tật Ước lợng mô hình số thị trờng : _ Cổ phiếu BBC *Mô hình : RBBC = α BBC + β BBC , I R I + ε BBC Dependent Variable: R_BBC01 Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 01:52 Sample: 663 Included observations: 662 Variable C R_VNINDEX R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient -0.001109 0.277686 0.034114 0.032650 0.020892 0.288070 1622.542 1.660072 Std Error t-Statistic 0.000816 -1.358962 0.057515 4.828054 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Ghi lại phần d mô hình EBBC : 50 Prob 0.1746 0.0000 -0.001518 0.021242 -4.895897 -4.882316 23.31010 0.000002 _KiĨm tra c¸c khut tật mô hình : Kiểm định phơng sai đồng dựa vào kiểm định White Ước lợng mô hình : E BBC = β1 + β R I + β R I2 + U BBC Gi¶ thiÕt : H : β2 = β3 = ( Phơng sai sai số đồng ) H : β 22 + β 32 ≠ ( Ph¬ng sai sai sè thay ®ỉi ) White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 46.82416 82.36939 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 02:22 Sample: 663 Included observations: 662 Variable C R_VNINDEX R_VNINDEX^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.000304 0.003948 0.680409 0.124425 0.121768 0.000779 0.000400 3800.563 1.543024 Probability Probability Std Error t-Statistic 3.33E-05 9.121438 0.002185 1.807106 0.070312 9.677065 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 Prob 0.0000 0.0712 0.0000 0.000435 0.000831 -11.47300 -11.45263 46.82416 0.000000 Nhìn vào bảng ta thấy P-value cđa thèng kª χ = 0.0000 < α = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức phơng sai sai số thay đổi Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.0000 < = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức phơng sai sai số thay đổi _Kiểm định tơng quan : *Dùng kiểm định BG để ớc lợng mô hình sau : EtBBC = + RI + ρ E BBC −1 + Vt * Gi¶ thiÕt : H : ρ = (kh«ng cã sù tù t¬ng quan bËc 1) 51 H : ρ ≠ ( cã sù tù t¬ng quan bËc ) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 19.80128 Obs*R-squared 19.31117 Probability Probability 0.000010 0.000011 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 06:23 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic R_VNINDEX -0.025056 0.056992 -0.439639 C -3.72E-05 0.000805 -0.046191 RESID(-1) 0.171635 0.038571 4.449862 R-squared 0.029171 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.026225 S.D dependent var S.E of regression 0.020601 Akaike info criterion Sum squared resid 0.279667 Schwarz criterion Log likelihood 1632.341 F-statistic Durbin-Watson stat 1.982331 Prob(F-statistic) Prob 0.6603 0.9632 0.0000 6.53E-19 0.020876 -4.922481 -4.902110 9.900638 0.000058 Nhìn vào bảng ta thấy P-value cđa thèng kª χ = 0.000010 < α = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức tồn tự tơng quan bậc Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.000011 < = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức tồn tự tơng quan bậc _Kiểm định dạng hàm : *Dùng kiểm định Ramsey để ớc lợng mô hình sau : RtBBC = + β R I + α R BBC + v t Mô hình : *Giả thiết : H : = (dạng hàm đúng) H : (dạng hàm sai ) Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.444916 0.446791 Test Equation: Dependent Variable: R_BBC01 Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 06:54 Sample: 663 Included observations: 662 Variable Coefficient Probability Probability Std Error 52 0.504993 0.503863 t-Statistic Prob R_VNINDEX C FITTED^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.260119 -0.000847 -16.32180 0.034765 0.031836 0.020901 0.287876 1622.765 1.664422 0.063280 4.110609 0.000907 -0.933991 24.46973 -0.667020 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.0000 0.3507 0.5050 -0.001518 0.021242 -4.893551 -4.873180 11.86771 0.000009 Ta thÊy P-value cđa thèng kª Log likelihood ratio cã =0.503863 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm P-value thống kê F =0.504993 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm _Sửa mô hình : a/ Khắc phục tự tơng quan b»ng Durbin hai bíc : Bíc 1: Ta ®i ớc lợng mô hình : RtBBC = + R I + β R I ,t −1 + ρ R BBC ,t −1 + u t Theo mô hình ban đầu ta có d = 1.660072 ∧ ρ =1-d/2 = 0.169964 Bíc 2: ta ®i íc lợng mô hình : RtBBC RBBC ,t −1 = β1 + β ( RVNINDEX - ρRvnindex ) + vt Ta đặt : M = (r_bbc - 0.169964*r_bbc(-1)) N = (r_vnindex - 0.169964*r_vnindex(-1)) Dependent Variable: M Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 07:48 Sample(adjusted): 663 Included observations: 661 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic N 0.218786 0.057927 3.776890 C -0.000995 0.000804 -1.237642 R-squared 0.021188 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.019702 S.D dependent var S.E of regression 0.020587 Akaike info criterion Sum squared resid 0.279310 Schwarz criterion Log likelihood 1629.798 F-statistic Durbin-Watson stat 1.965631 Prob(F-statistic) b/ Kiểm định tự tơng quan mô hình : +Dùng kiểm định BG +Giả thiết : H : ρ = (kh«ng cã sù tù t¬ng quan bËc 1) 53 Prob 0.0002 0.2163 -0.001263 0.020793 -4.925260 -4.911663 14.26490 0.000173 H : ρ ≠ ( cã sù tù t¬ng quan bËc ) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.158025 Obs*R-squared 0.158708 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 08:02 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic N -0.002127 0.058211 -0.036536 C -2.66E-06 0.000804 -0.003309 RESID(-1) 0.015561 0.039146 0.397524 R-squared 0.000240 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.002799 S.D dependent var S.E of regression 0.020601 Akaike info criterion Sum squared resid 0.279242 Schwarz criterion Log likelihood 1629.878 F-statistic Durbin-Watson stat 1.995386 Prob(F-statistic) 0.691110 0.690349 Prob 0.9709 0.9974 0.6911 -7.41E-19 0.020572 -4.922474 -4.902079 0.079013 0.924037 Nhìn vào bảng ta thấy P-value thống kê = 0.690349 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức không tồn tự tơng quan bậc Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.691110 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức không tồn tự tơng quan bậc c/ Kiểm định phơng sai đồng mô hình dựa vào kiểm định White White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 0.27921 0.68914 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 08:23 Sample: 663 Included observations: 661 Variable C N N^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.000301 0.003831 0.654317 0.000481 0.108781 0.000772 0.000392 3801.026 1.530943 Probability Probability Std Error t-Statistic 3.30E-05 9.139581 0.002210 1.733612 0.072013 9.086079 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 54 0.056096 0.058316 Prob 0.0000 0.0835 0.0000 0.000423 0.000817 -11.49176 -11.47136 41.27921 0.000000 Nhìn vào bảng trªn ta thÊy P-value cđa thèng kª χ = 0.058316 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức phơng sai sai số đồng Mặt khác ta cã P-value cđa thèng kª F = 0.056096 > α = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức phơng sai sai số đồng d/ Kiểm định dạng hàm mô hình Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.044496 0.044697 Test Equation: Dependent Variable: M Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 08:34 Sample: 663 Included observations: 661 Variable N C FITTED^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.224796 -0.001079 8.473683 0.021254 0.018279 0.020602 0.279291 1629.821 1.964392 Probability Probability Std Error t-Statistic 0.064593 3.480191 0.000897 -1.202535 40.17111 0.210940 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.833000 0.832562 Prob 0.0005 0.2296 0.8330 -0.001263 0.020793 -4.922302 -4.901907 7.144355 0.000852 Ta thÊy P-value cđa thèng kª Log likelihood ratio cã χ =0.832562 > α = 0.05 vµ 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm P-value cđa thèng kª F = 0.833000 > α = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm Vậy mô hình : M = 0.218786*N - 0.000995 không khuyết tật Khi ớc lợng mô hình ban đầu : RBBC = - 0.000995 + 0.218786.RI Cỉ phiÕu CAN : *M« h×nh : 55 RCAN = α CAN + β CAN , I R I + ε CAN Dependent Variable: R_CAN Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:04 Sample: 663 Included observations: 662 Variable C R_VNINDEX R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient -0.000399 0.244813 0.030808 0.029339 0.019415 0.248778 1671.081 1.708570 Std Error t-Statistic 0.000759 -0.525706 0.053449 4.580334 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.5993 0.0000 -0.000759 0.019706 -5.042540 -5.028959 20.97946 0.000006 Ghi lại phần d mô hình ECAN : Kiểm tra khuyết tật mô hình : _ Kiểm định phơng sai đồng dựa vào kiểm định White Ước lợng mô hình : ECAN = + R I + β R I2 + U CAN Gi¶ thiÕt : H : β2 = β3 = ( Phơng sai sai số đồng ) H : β 22 + β 32 ≠ ( Phơng sai sai số thay đổi ) White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 60.02966 102.0195 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:10 Sample: 663 Included observations: 662 Variable C R_VNINDEX R_VNINDEX^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.000252 0.001304 0.624806 0.154108 0.151541 0.000637 0.000267 3933.929 1.504396 Probability Probability Std Error t-Statistic 2.72E-05 9.246466 0.001786 0.730165 0.057482 10.86954 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.000000 0.000000 Prob 0.0000 0.4655 0.0000 0.000376 0.000691 -11.87592 -11.85555 60.02966 0.000000 Nhìn vào bảng ta thÊy P-value cđa thèng kª χ = 0.0000 < = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức phơng sai sai số thay đổi 56 Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.0000 < = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức phơng sai sai số thay đổi _Kiểm định tơng quan : *Dùng kiểm định BG để ớc lợng mô hình sau : Et ,CAN = β1 + β R I + ρ E CAN −1 + Vt *GØa thiÕt : H : = (không có tự tơng quan bậc 1) H : ρ ≠ ( cã sù tù t¬ng quan bËc ) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 14.65332 Obs*R-squared 14.39984 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:18 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic C -4.92E-05 0.000751 -0.065449 R_VNINDEX -0.032376 0.053576 -0.604307 RESID(-1) 0.149372 0.039021 3.827966 R-squared 0.021752 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.018783 S.D dependent var S.E of regression 0.019217 Akaike info criterion Sum squared resid 0.243367 Schwarz criterion Log likelihood 1678.360 F-statistic Durbin-Watson stat 1.970836 Prob(F-statistic) 0.000142 0.000148 Prob 0.9478 0.5458 0.0001 -8.15E-19 0.019400 -5.061511 -5.041140 7.326661 0.000713 Nhìn vào bảng ta thấy P-value thống kê = 0.000148 < = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức tồn tự tơng quan bậc Mặt khác ta có P-value cđa thèng kª F = 0.000142 < α = 0.05 0.01 nên giả thiết H bị bác bỏ tức tồn tự tơng quan bậc Kiểm định dạng hàm : *Dùng kiểm định Ramsey để ớc lợng mô hình sau : Mô hình : RtCAN = β1 + β R I + α RCAN + vt *GØa thiÕt : H : = (dạng hàm đúng) H : (dạng hàm sai ) 57 Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 1.178408 1.182715 Test Equation: Dependent Variable: R_CAN Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:29 Sample: 663 Included observations: 662 Variable C R_VNINDEX FITTED^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient -2.72E-05 0.227263 -31.74158 0.032538 0.029602 0.019412 0.248334 1671.672 1.695455 Probability Probability Std Error t-Statistic 0.000832 -0.032682 0.055834 4.070368 29.24023 -1.085545 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) 0.278077 0.276804 Prob 0.9739 0.0001 0.2781 -0.000759 0.019706 -5.041306 -5.020934 11.08177 0.000018 Ta thÊy P-value cđa thèng kª Log likelihood ratio cã χ =0.276804 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm P-value thống kê F =0.278077 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm Sửa mô hình : a/ Khắc phục tự tơng quan Durbin hai bớc : Bớc 1: ta ớc lợng mô h×nh : Rt ,CAN = β + β RI + β R I ,t −1 + ρ RCAN ,t + u t Theo mô hình ban ®Çu ta cã d = 1.708570 vËy ∧ ρ =1-d/2 = 0.145715 Bớc 2: ta ớc lợng mô hình : ∧ RtCAN − ρ RCAN ,t −1 = β1 + β ( RVNINDEX - ρRvnindex −1 ) + vt Ta đặt : A = (r_can - 0.145715*r_can(-1)) B = (r_vnindex - 0.145715*r_vnindex(-1)) Dependent Variable: A Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:56 Sample(adjusted): 663 Included observations: 661 after adjusting endpoints 58 Variable B C R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.198997 -0.000400 0.020202 0.018715 0.019212 0.243236 1675.503 1.960312 Std Error t-Statistic 0.053985 3.686137 0.000750 -0.533748 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.0002 0.5937 -0.000651 0.019394 -5.063550 -5.049954 13.58761 0.000246 b/ KiÓm định tự tơng quan mô hình : +Dùng kiểm định BG +Giả thiết : H : = (không có tự tơng quan bậc 1) H : ρ ≠ ( cã sù tù t¬ng quan bËc ) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.259783 Obs*R-squared 0.260865 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 19:58 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic B -0.003813 0.054531 -0.069927 C -5.02E-06 0.000751 -0.006690 RESID(-1) 0.020058 0.039353 0.509689 R-squared 0.000395 Mean dependent var Adjusted R-squared -0.002644 S.D dependent var S.E of regression 0.019223 Akaike info criterion Sum squared resid 0.243140 Schwarz criterion Log likelihood 1675.634 F-statistic Durbin-Watson stat 1.996339 Prob(F-statistic) 0.610440 0.609527 Prob 0.9443 0.9947 0.6104 -9.03E-19 0.019197 -5.060919 -5.040524 0.129892 0.878213 Nhìn vào bảng ta thấy P-value thống kê = 0.609527 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức không tồn tự tơng quan bậc Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.609527 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức không tồn tự tơng quan bậc c/ Kiểm định phơng sai đồng mô hình dựa vào kiểm định White White Heteroskedasticity Test: F-statistic Obs*R-squared 0.073763 0.147995 Probability Probability Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares 59 0.928898 0.928672 Date: 04/04/08 Time: 20:05 Sample: 663 Included observations: 661 Variable C B B^2 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Coefficient 0.000248 -0.000291 0.617702 0.000166 -0.002086 0.000623 0.000255 3942.715 1.696595 Std Error t-Statistic 2.66E-05 9.324740 0.001781 -0.163518 0.058284 10.59819 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic) Prob 0.0000 0.8702 0.0000 0.000368 0.000675 -11.92047 -11.90007 58.55391 0.000000 Nhìn vào bảng ta thấy P-value cđa thèng kª χ = 0.928672 > α = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức phơng sai sai số đồng Mặt khác ta có P-value thống kê F = 0.928898 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức phơng sai sai số đồng d/ kiểm định dạng hàm mô hình : Ramsey RESET Test: F-statistic Log likelihood ratio 0.368945 0.370523 Test Equation: Dependent Variable: A Method: Least Squares Date: 04/04/08 Time: 20:12 Sample: 663 Included observations: 661 Variable B C FITTED^2 Coefficient 0.188342 -0.000193 -27.59505 Probability Probability Std Error 0.056788 0.000825 45.43078 0.543789 0.542719 t-Statistic 3.316548 -0.233782 -0.607409 Prob 0.0010 0.8152 0.5438 Ta thÊy P-value cđa thèng kª Log likelihood ratio cã χ = 0.542719 > α = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm P-value thống kê F = 0.543789 > = 0.05 0.01 nên sở bác bỏ giả thiết H tức mô hình có dạng hàm Vậy mô hình : A = 0.198997*B - 0.0004005 không khuyết tật Khi ớc lợng mô hình ban đầu : RCAN = - 0.0004005 + 0.198997.RI NhËn xÐt : Trong 2mô hình số thị trờng ta thấy tất hệ số i , I < ( i = 1.2) nên loại cổ phiếu tài sản thụ động ( động ) 60 _ ứng dụng kết mô hình số đơn (SIM) để phân tích đa dạng hoá danh mục đầu t Ta có : σ i2 = β i2I σ I2 + η i2 , (i = 1,4) Trong ®ã : * σ i2 = var( Ri ) : Tỉng rđi ro cđa cỉ phiÕu i σ BBC = 0.00035 σ CAN = 0.00027 σ I2 = Var ( R I ) = 0.00169 * β iI σ I2 : rñi ro hÖ thèng β BBC , I σ I2 = 0.00000003 β CAN , I σ I2 = 0.00000001 * η i2 = var(ε i ) : rñi ro phi hệ thống ( rủi ro riêng cæ phiÕu) η BBC = 0.00034 η CAN = 0.00027 IV/ C¸c kÕt ln rót : Qu¸ trình phân tán tối thiểu hoá rủi ro hình thức đa dạng hóa Trong nhà đầu t nên đầu t nên đầu t vào nhiều loại chứng khoán khác để tạo thành danh mục đầu t cho tổng rủi ro toàn danh mục đợc giới hạn mức nhỏ Điều có nghĩa không nên bỏ trứng vào giỏ Từ kết tính toán cho ta biết đ ợc ảnh hởng lợi suất thời kỳ trễ đến lợi suất thời kỳ ảnh hởng nhiễu đến lợi suất cổ phiếu thời kỳ (Thông qua mô hình ARIMA).Đối với cổ phiếu nói riêng nh chứng khoán riêng lẻ nói chung, rủi ro tổng thể danh mục đầu t đợc định lợng độ chênh lệch chuẩn ( ) danh mục đầu t Tuy nhiên, danh mục đầu t, cổ phiếu khác triệt tiêu rủi ro không hệ thống lẫn lại phần rủi ro hệ thống Vì vậy, rủi ro có hệ thống yếu tố định 61 mức doanh lợi dự kiến tài sản, cần biết cách đo độ rủi ro có hệ thống cho nhà đầu t khác Tài liệu tham khảo Giáo trình phân tích đầu t chứng khoán, Uỷ ban chứng khoán Nhà nớc, trung tâm nghiên cứu bồi dỡng nghiệp vụ chứng khoán Báo đầu t chứng khoán năm 2007,2008 Giáo trình kinh tế lợng tập kinh tế lợng Trờng Đại học kinh tế Quốc dân khoa Toán kinh tế, Bộ môn điều khiển kinh tế Bài giảng môn kinh tế lợng thầy Nguyễn Quang Dong , Khoa toán kinh tế Trờng Đại học kinh tế Quốc dân Bài giảng môn phân tích định giá tài sản tài thầy Hoàng Đình Tuấn, Khoa toán kinh tế Trờng Đại học kinh tế Quốc dân C¸c Website vỊ chøng kho¸n : www.bvsc.com.vn , www.vietstock.com.vn , www.bsc.com.vn, 62 ... tơng đơng tiền tài sản khác Mục đích danh mục đầu t giảm rủi ro việc đa dạng hoá danh mục đầu t Quản lý danh mục đầu t chứng khoán (gọi tắt quản lý danh mục đầu t) xây dựng danh mục đầu t loại chứng... lý danh mục đầu t hỗn hợp : Danh mục đầu t hỗn hợp đợc xây dựng sở kết hợp danh mục chứng khoán rủi ro với danh mục chứng khoán phi rủi ro (tín phiếu kho bạc) Nguyên lý danh mục đầu t đợc xây dựng. .. lý danh mục đầu t Khái niệm quản lý danh mục đầu t : Danh mục đầu t chứng khoán: Là khoản đầu t cá nhân tổ chức vào việc nắm giữ nhiều loại cổ phiếu, trái phiếu, hàng hoá, đầu t bất động sản, tài