Mô hình GARCH(r, m) ( ) 2 t t-1 2 2 2 2 2 2 2 2 0 1 1 2 2 1 1 1 Y * Y 0, ... ... t t t t t t t t m t m t t t N E U U U I γ γ δ θ γσ ε ε σ ε σ α α − α − α − β σ − β σ − − = + + + ≈ = ÷= + + + + + + +
Mô hình GARCH(1,1)
Theo ước lượng trên, ta có các hệ số của ARCH(1) và GARCH(1) là khác không một cách có ý nghĩa do thống kê z cho kết quả
Hệ số ARCH(1):z =16.51171 với P_value =0<0.05 Hệ số GARCH(1):z =52.53641 với P_value =0<0.05 Nên giả thiết hệ số của ARCH(1) và GARCH(1) = 0 bị bác bỏ
Kiểm định WALD – TEST
Ho: C(4) + C(5) = 1 H1: C(4) + C(5) < 1
Theo kết quả trên, kiểm định cho biết:
P_value của kiểm định F = 0.000011< 0.05 P_value của kiểm định χ2= 0.000010< 0.05
Điều này cho thấy chuỗi R hội tụ nhanh. Hay ảnh hưởng của những cú sốc đến R là nhanh kết thúc, không kéo dài.
Với lược đồ trên ta
thấy phần dư của mô hình GARCH(1,1)của chuỗi lợi suất R là nhiễu trắng do các ρkk đều nằm trong khoảng tin cậy 95%. Điều này cho ta kết luận giả thiết
*
t t t
u =σ ε được thỏa mãn do εt là nhiễu trắng.
Theo kiểm định ARCH trên ta thấy: Gọi φ là hệ số của STD_RESID^2(-1) Theo kiểm định Ho : φ = 0
H1 : φ ≠ 0
Kiểm định F có Pvalue = 0.015833 < 0.05 Kiểm địnhχ2 có Pvalue = 0.015830 < 0.05 Kiểm định T có Pvalue = 0.0158 <0.05
Hệ số φ ≠ 0 một cách có ý nghĩa. Mô hình GARCH(1,1) là một mô hình chưa tốt. Vẫn tồn tại một mô hình ARCH cho mô hình GARCH(1,1) Ta phải tìm mô hình Garch khác.
Theo ước lượng trên, ta có các hệ số của ARCH(1) và GARCH(1), GARCH(1) là khác không một cách có ý nghĩa do thống kê z cho kết quả
Hệ số ARCH(1) :z =15.05580 với P_value =0<0.05 Hệ số GARCH(1):z =4.567870 với P_value =0<0.05 Hệ số GARCH(2):z =4.754399 với P_value =0<0.05 Nên giả thiết hệ số của ARCH(1) và GARCH(1), GARCH(2) = 0 bị bác bỏ
Kiểm định WALD – TEST
Ho: C(5) + C(6) = 1 H1: C(5) + C(6) < 1
Theo kết quả trên, kiểm định cho biết: P_value của kiểm định F = 0.0000 < 0.05 P_value của kiểm định χ2= 0.0000 < 0.05
Điều này cho thấy chuỗi R hội tụ nhanh. Hay ảnh hưởng của những cú sốc đến R là nhanh kết thúc, không kéo dài.
Lược đồ tương quan của bình phương các phần dư mô hình GARCH(1,2)
Với lược đồ trên ta thấy phần dư của mô hình GARCH(1,2) của chuỗi lợi suất R là nhiễu trắng do các ρkk đều nằm trong khoảng tin cậy 95%. Điều này cho ta kết luận giả thiết ut =σ εt* t được thỏa mãn do εt là nhiễu trắng.
Theo kiểm định ARCH trên ta thấy: Gọi ϕ là hệ số của STD_RESID^2(-1)
Theo kiểm định Ho : ϕ = 0
H1 : ϕ ≠ 0
Kiểm định F có Pvalue = 0.092688 > 0.05 Kiểm địnhχ2 có Pvalue = 0.092548 > 0.05 Kiểm định T có Pvalue = 0.0927 > 0.05
Hệ số ϕ = 0 một cách có ý nghĩa. Mô hình GARCH(1,2) là một mô hình
tốt. Không tồn tại một mô hình ARCH cho mô hình GARCH(1,2).
⇒ Ta có mô hình GARCH(1,2) 1 6 2 2 2 2 1 2 t-1 0.300990 * -0.021194 * 3.791949*E-06 0.312174* 0.255227* 0.526262*U t t t t t t R R u σ σ σ − − − − = = + + +
+ Lợi suất trung bình của chỉ số giá VN-Index trong một phiên có liên hệ dương với sự thay đổi trong lợi suất của phiên trước đó, do hệ số AR(1)>0 thực sự, nhưng lại có mối quan hệ âm với sự thay đổi trong 6 phiên trước đó do MA(6) <0 thực sự.
+ Mức dao động trong lợi suất R có khác nhau trong các phiên giao dịch, nó vừa phụ thuộc vào sự thay đổi của lợi suất (hệ số ARCH(1) # 0) vừa phụ thuộc vào mức độ dao động của sự thay đổi này (do hệ số của GARCH(1), GARCH(1) # 0).
Do ở đây các hệ số đều khác không, hay dương một cách có ý nghĩa nên nếu có sự thay đổi trong chỉ số giá VN-Index càng lớn thì sự dao động càng lớn, hay khi chỉ số giá VN-Index tăng( giảm) với mức độ lớn thì xu hướng này sẽ còn tác động kéo đến các thời kỳ tiếp theo.
2.11 Kiểm định hiệu ứng đòn bẩy với chuỗi lợi suất R
Như ta đã biết, mô hình ARCH và GARCH đã cho ta biết sự dao động, sự thay đổi của Rt phụ thuộc và sự dao động và thay đổi của Rt−1, ut−6. Nhưng
nhược điểm của 2 mô hình trên chính là không phân biệt giữa cú sốc âm và cú sốc dương. Để phân biệt được sự tác động của các loại cú sốc. Ta sử dụng mô hình TARCH.
Ta thêm vào biến giả :
Dt−1 =1 khi εt−1<0 Dt−1 =0 khi εt−1≥0
Phương sai trong mô hình GARCH(1,2) được hiệu chỉnh thành 2 2 2 2
0 1* 1 * * 1* 1
t Ut t Ut Dt
σ =α α+ − +β σ +γ − −
Kỹ thuật này đưa ra một sự tác động bất cân đối từ những cú sốc Ut-1
2 2 2 0 ( 1 ) * 1 * t Ut t σ =α + α γ+ − +β σ nếu Dt−1= 1 2 2 2 0 1* 1 * t Ut t σ =α α+ − +β σ nếu Dt−1= 0
Từ kết quả ƯL cho thấy, hệ số của biến (RESID<0)*ARCH(1) khác 0 (do kiểm định T đối với hệ số này có Pvalue = 0.0001<0.05) nên ta kết luận rằng ảnh hưởng của các cú sốc âm hay cú sốc dương lên lợi suất của chỉ số giá VN- Index là khác nhau hay tồn tại hiệu ứng đòn bẩy đối với lợi suất chỉ số giá VN-Index.
Phương trình ước lượng đối với R như sau : R t = δ + φRt-1 + εt Rt = 0.292771 *Rt-1-0.015084* ut−6+ εt 2 2 2 2 t =4.065933*e-06+0.305243* t 1 0.2621477* t 2 0.592983*Ut-1 σ σ − + σ− + với Ut−1 = 0 2 2 2 2 t =4.065933*e-06+0.305243* t 1 0.2621477* t 2 0.4208*Ut-1 σ σ − + σ− + với Ut−1 = 1
Trong thực tế khi tính toán chỉ số giá VN-Index, ảnh hưởng của các cú sốc âm ( các công ty niêm yết làm ăn thua lỗ, thị trường chứng khoán đóng băng …) cũng như ảnh hưởng của các cú sốc dương( công ty tăng trưởng đều đặn, thị trường sôi động , chính phủ có khuyến khích…) thực sự có ý nghĩa đến chỉ số giá VN-Index.
Trong tài chính, lợi suất của một tài sản tài chính có thể phụ thuộc vào độ rủi ro của tài sản này. Bình thường rủi ro càng lớn thì lợi suất yêu cầu đối với tài sản đó càng cao. Người ta tìm cách đưa độ rủi ro vào phương trình ƯL (R)
Sử dụng EVIEWS ta có:
+ Đưa phương sai vào mô hình để ƯL (R )
Từ bảng kết quả ƯL , với thống kê Z có giá trị Pvalue = 0.3602> 0.05, cho thấy các hệ số của GARCH = 0 một cách có ý nghĩa. Hay lợi suất R của chỉ số giá không chịu ảnh hưởng bởi phương sai của bản thân chỉ số này.
+ Đưa độ lệch chuẩn vào mô hình để ƯL (R )
Từ bảng kết quả ƯL , với thống kê Z có giá trị Pvalue =0.2756 > 0.05 cho thấy các hệ số của SQR(GARCH) = 0 một cách có ý nghĩa. Hay lợi suất R của chỉ số giá không chịu ảnh hưởng bởi độ lệch chuẩn của bản thân (R ).
Phương sai có đều kiện trong mô hình GARCH (1,2) 2 2 2 2
0 1 1 1 1 2 2
t Ut t t
σ =α α+ − +β σ − +β σ −
chỉ ra giá trị trung bình thu được là không thay đổi theo thời gian. Bằng cách ngược lại mô hình cơ cấu cho phép trung bình nhận được ở mức biến đổi, được mô hình hoá như sau:
2 2 2 2 1 2 1 1 1 2 2 2 2 1 1 1 2 * * * * ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( t t t t t t o t o t t t q U q q U σ α α α β σ α β σ α α ρ α φ σ σ − − − − − − − − − = + − + − + − = + − + − Trong đó: * 2 t qt
σ − : chênh lệch phương sai có điều kiện với phương sai không điều kiện tại (t). Hay sự chênh lệch giữa yếu tố ngắn hạn và yếu tố dài hạn của rủi ro.
* qt: phương trình mô tả về mặt dài hạn sự biến đổi của phương sai. Thay qt của phương trình (2) vào phương trình (1) và thay 2 2σ −t tính thông qua 2 1 t σ − , 2 2 t U− ta được mô hình: 2 2 2 1 2 1 2 1' 1 2' 2 ' 1 ' 2 t o Ut Ut t t σ = +γ α − +α − +β σ − +β σ −
Biến đổi như trên, việc đưa GARCH(1,2) -> GARCH(2,2) chúng ta biết được xu thế biến đổi của phương sai trong dài hạn.
Sử dụng EVIEWS:
C : αo = 0 với mức ý nghĩa 5% Q-C : qt−1−αo = 0.991754
ARCH – GARCH: 2Ut−1−σt2−1 = 0.245912 (****) ARCH- Q : 2Ut−1−α* = 0.221416
GARCH – Q : 2σt−1−α* = 0.218546
Theo (****) ta thấy phương sai trong ngắn hạn và trong dài hạn tại thời điểm (t) là khác nhau một cách có ý nghĩa.
2.14 Mô hình cấu thành đối xứng (ASYMMETRIC COMPONENT)
2 2 2 2 2 1 2 1 1 1 1 2 1 2 2 1 1 1 1 * ( *) ( *) ( *) ( *) ( ) ( ) ( ) t t t t t t t t t o t o t o t o q U U D q q U D σ α α α β σ α β σ α δ α α ρ α φ ε α δ α − − − − − − − − − − = + − + − + − + − = + − + − + − Dt−1 = 1 nếu Ut < 0 Dt−1 = 0 nếu Ut > 0 Sử dụng EVIEWS ta có:
Kết quả cho thấy thống kê Z = 3.605504 với giá trị P_value = 0.0003< 0.05=> giả thiết Dt−1 = 0 bị bác bỏ, ảnh hưởng của cú sốc âm là thực sự có ý nghĩa thống kê.
Như vậy sau khi nghiên cứu và ước lượng các mô hình ARCH, GARCH, T-ARCH, E-GARCH, COMPONENT ARCH và ASYMMETRIC COMPONENT ta đã thu được những kết luận có ý nghĩa thực tế quan trọng, trong đó phải kể đến ba kết luận quan trong nhất đó là :
• Từ kết quả ước lượng mô hình ARMA(1,6) và GARCH(1,2) cho thấy lợi suất trung bình chỉ số giá VN-Index trong một phiên có liên hệ với sự thay đổi trong lợi suất của 1 phiên trước đó ( hệ số của biến AR(1)= 0.375451 dương thực sự và hệ số biến MA(6) =0.206266 dương thật sự ). Nó cho biết R – chuỗi lợi suất của chỉ số giá VN-Index có xu thế tăng theo thời gian.
• Mức dao động trong lợi suất R của chỉ số giá VN-Index có khác nhau trong các phiên, nó vừa phụ thuộc vào sự thay đổi của lợi suất (do hệ số của biến ARCH(1) =0.526262 dương thực sự) vừa phụ thuộc vào mức độ dao động của sự thay đổi này (do hệ số của biến GARCH(1)=0.312174 và GARCH(2)=0.255227 dương thực sự).
• Từ kết quả ước lượng mô hình cấu thành đối xứng ở trên ta thấy hệ số của biến (RESID<0)*ARCH(1)≠ 0 nên có thể kết luận rằng ảnh hưởng của các cú sốc âm, cú sốc dương lên lợi suất R của chỉ số giá VN-Index là khác nhau hay tồn tại hiệu ứng đòn bẩy đối với lợi suất R của chỉ số giá VN-Index.
PHẦN 3: ĐỘNG THÁI CỦA CHỈ SỐ GIÁ VN – INDEX TỪ 28/07/2000 ĐẾN 25/04/2006
Một sự kiện đáng ghi nhớ và có ý nghĩa trong đời sống kinh tế, chính trị xã hội của Việt Nam trong năm 2000 đó là việc khai trương Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Tp.Hồ Chí Minh (TTGDCK) vào ngày 20/07/2000. Sau đó 8 ngày, ngày 28/07/2000, vào lúc 11 giờ, phiên giao dịch đầu tiên của thị trường chứng khoán Việt Nam được thực hiện, và được đánh giá là thành công ngoài dự kiến.
Có thể nói, đây là kết quả của quá trình chuẩn bị công phu với nỗ lực nhằm đưa thị trường chứng khoán vào hoạt động, tạo thêm một kênh huy động vốn hữu hiệu cho sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại hóa nền kinh tế. Trên mỗi thị trường đều có một “chỉ số chung” đại diện cho thị trường, nó phản ánh xu thế biến động của cả thị trường đó. Trên thị trường chứng khoán, chỉ số đó có tên “Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam VN-Index”.
Ở phần 1 và phần 2 của bài viết chúng ta đã nắm bắt được phương pháp tính chỉ số giá VN-Index, các biện pháp trừ khử tính không liên tục trong quá trình tính toán và những đặc điểm về bản thân chỉ số giá VN-Index. Ở phần 3 này ta sẽ xem xét động thái của chỉ số giá VN-Index qua các thời kỳ từ khi hình thành cho đến nay. Trong quá trình phân tích thị trường chứng khoán qua 6 thời kỳ, ta thấy được xu thế chủ đạo trong mỗi thời kỳ, những dấu mốc lịch sử quan trọng của chuỗi VN-Index; những điều chỉnh mang tính chiến lược của Ủy ban chứng khoán Nhà nước,… Trong phần 3 ta có sự hỗ trợ của phần mềm MetaStock.
3.1 Thời kỳ 28/07/2000 đến 25/06/2001 (Từ 100 điểm lên 571.04 điểm)
Đây là giai đoạn đầu của quá trình phát triển thị trường chứng khoán ở Việt Nam. Phiên giao dịch đầu tiên ngày 28/07/2000 chỉ có 2 loại cổ phiếu được niêm yết trên trung tâm giao dịch chứng khoán Tp.Hồ Chí Minh, đó là cổ phiếu Công ty Cơ điện lạnh (REE ) và Công ty cổ phần Cáp và Vật liệu viễn thông (SAM). Đến phiên giao dịch thứ 4, có thêm 3 loại cổ phiếu mới được niêm yết, đó là Công ty cổ phần giấy Hải Phòng – HAPACO (HAP); Công ty cổ phần kho vận giao nhận ngoại thương Sài Gòn- Transimex (TMS) và Công ty cổ phần chế biến hàng xuất khẩu Long An (LAF).
Trong giai đoạn này, có một số đặc điểm chính đáng lưu ý sau đây: - Biên độ dao động giá được điểu chỉnh: Ở phiên thứ nhất là 5%,
đến phiên thứ 2 được điều chỉnh còn 2%, và đến ngày 13/06/2001 biên độ dao động giá là 7%.
- Lượng “hàng hóa” là cổ phiếu các công ty niêm yết còn quá ít. - Nhà đầu tư trên thị trường chưa có những hiểu biết đầy đủ và
đúng đắn về chứng khoán và thị trường chứng khoán.
- Thông tin của các công ty niêm yết nói riêng và của thị trường chứng khoán nói chung thiếu tính minh bạch, tính chính xác và tính kịp thời.
- Ngày 02/04/2001 ( phiên giao dịch thứ 102) đánh dấu sự kiện, một nhà đầu tư nước ngoài mang quốc tịch Anh mua được 100 cổ phiếu TMS.
Ủy ban chứng khoán Nhà nước quy định biên độ dao động giá chứng khoán là 2%. Hay khi đầu tư vào chứng khoán, nhà đầu tư biết chắc chắn rằng vào phiên giao dịch tới họ không thể bị lỗ quá 2% cũng như không thể lãi quá 2% giá trị cổ phiếu họ đang nắm giữ. Do số lượng hàng hóa quá ít ỏi, sự mất cân bằng của cung – cầu quá lớn đã cộng với việc ấn định biên độ dao động giá đã làm cho giá liên tục tăng đạt mức trần . Chỉ số giá VN-Index tăng liên tục và đạt 145.83 điểm tại phiên giao dịch ngày 04/11/2000. Đến 13/6/2001, biên độ dao động giá sẽ là 7%. Đây thật sự là tin "giật gân" cho các nhà đầu tư. Đây là lần mở rộng biên độ đầu tiên trong lịch sử chứng khoán Việt Nam, việc mở rộng biên độ dao động giá lần này dựa trên tình hình thực tế của thị trường. Khi biên độ mở rộng, các nhà đầu tư sẽ phải thận trọng và cân nhắc kỹ hơn trước khi ra quyết định mua bán chứng khoán. Điều này rất có thể ảnh hưởng mạnh tới diễn biến giao dịch trên thị trường chứng khoán.
Một thị trường chứng khoán mà sau gần một năm hoạt động số lượng “hàng hóa” giao dịch trên thị trường vẻn vẹn có 5 cổ phiếu. Điều đó cho thấy sự mất cân bằng về cung-cầu một cách nghiêm trọng. Minh chứng rõ ràng nhất là các phiên giao dịch “khối lượng chào bán với giá thấp nhất là nhỏ hơn rất nhiều so với khối lượng chào mua với giá cao nhất ”. Trong giai đoạn này, đã có những câu chuyện như nhà đầu tư phải xếp hàng dài trước cổng công ty chứng khoán để chờ đến lượt mua chứng khoán, hay phải xếp hàng ở công ty chứng khoán từ tối hôm trước thì hôm sau mới có thể mua được cổ phiếu. Trước tình hình cung thì ít mà cầu lại quá nhiều, các công ty chứng