6. Kết cấu của luận văn
4.3 KIỂM ĐỊNH CÁC GIẢ THIẾT THỐNG KÊ
4.3.1 Kiểm định giả thiết đối với các hệ số hồi quy
Bảng 4.5 : Kết quả kiểm định các hệ số hồi quy
Danh mục
Hệ số hồi qui
Giá trị hệ
số hồi qui Thống kê T p-value Kết quả kiểm định
S/L α 0.011115 1.04457 0.3000 Chấp nhận H0 β 0.835335 9.749662 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s 1.132315 4.040365 0.0001 Hoàn toàn bác bỏ H0 h -0.13951 -0.83099 0.4089 Chấp nhận H0 S/M α 0.014525 1.512937 0.1350 Chấp nhận H0 β 0.793463 10.26443 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s 0.666897 2.637496 0.0104 Hoàn toàn bác bỏ H0 h 0.334666 2.209491 0.0306 Hoàn toàn bác bỏ H0 S/H α 0.015414 2.730516 0.0181 Hoàn toàn bác bỏ H0 β 0.757739 10.56588 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s 0.838131 3.572913 0.0007 Hoàn toàn bác bỏ H0 h 0.87331 6.214795 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 B/L α 0.017366 1.998167 0.0355 Hoàn toàn bác bỏ H0 β 0.761133 10.61053 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s -0.31666 2.34957 0.0217 Hoàn toàn bác bỏ H0 h -0.09099 -0.64738 0.5196 Chấp nhận H0 B/M α 0.011014 1.153273 0.2529 Chấp nhận H0 β 0.78608 10.21929 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s -0.02362 -0.0939 0.9255 Chấp nhận H0 h 0.262736 2.744103 0.0457 Hoàn toàn bác bỏ H0 B/H α 0.013364 1.299203 0.1983 Chấp nhận H0 β 0.838509 10.1207 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0 s -0.02242 -0.08277 0.9343 Chấp nhận H0 h 0.895725 5.520478 0.0000 Hoàn toàn bác bỏ H0
47
Đối với trường hợp kiểm định beta, có 6 trường hợp bác bỏ hoàn toàn giả
thiết H0, nghĩa là beta chứng khốn khơng thể bằng 0. Các hệ số beta của nhân tố thị trường vẫn cao và có ý nghĩa thống kê mạnh hơn nhiều so với hệ số của các nhân tố SMB và HML. Điều này chứng tỏ là nhân tố thị trường luôn ảnh hưởng quan trọng nhất cho việc giải thích những thay đổi trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán.
Đối với trường hợp kiểm định s, kết quả có 4 trường hợp hồn tồn bác bỏ
giả thiết H0, và 2 trường hợp chấp nhận giả thiết H0 (danh mục B/H và danh mục B/L). Điều này chứng tỏ nhân tố quy mô công ty cũng đóng một vai trị quan trọng
ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Các hệ số độ dốc của nhân tố SMB có
quan hệ với quy mô. Giữ BE/ME không đổi, hệ số độ dốc của 2 nhân tố SMB của ba danh mục quy mô nhỏ (S) cao (1.132 ứng với sanh mục S/L, 0.667 ứng với danh mục S/M và 0.838 ứng với danh mục S/H) và của ba danh mục quy mô lớn (B) thấp
(-0.317) ứng với danh mục B/L, -0.024 ứng với danh mục B/M, -0.022 ứng với
danh mục B/H. Ta thấy hệ số s chuyển từ dương đối với danh mục quy mô nhỏ sang âm với danh mục quy mô lớn.
Đối với nhân tố HML, có 4 trường hợp bác bỏ hồn tồn giả thiết H0, 2
trường hợp chấp nhận giả thiết H0 (gồm danh mục S/L, B/L). Điều này chứng tỏ
rằng nhân tố BE/ME cũng góp phần giải thích tỷ suất sinh lợi chứng khoán, tuy
nhiên ở một mức độ giải thích thấp hơn hai nhân tố thị trường và nhân tố quy mơ
cơng ty. Trong mỗi nhóm quy mơ, hệ số HML tăng từ các giá trị âm đối với BE/ME thấp (-0.13951 và -0.09099 ứng với danh mục S/L và B/L) sang dương với BE/ME cao (0.87331 và 0.895725 ứng với danh mục S/H và B/H). Rõ ràng nhân tố HML đã nắm bắt những thay đổi của tỷ suất sinh lợi mong đợi.
Trong bảng hồi quy trên rõ ràng nhân tố nhân tố thị trường có ý thống kê mạnh hơn nhiều so với SMB và HML cho thấy nhân tố thị trường vẫn giữ vai trị quan trọng nhất cho việc giải thích những thay đổi trong tỷ suất sinh lợi chứng khoán.
48
Tuy nhiên, 2 trong số 6 hệ số chặn khác 0 có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, nói cách khác giả thiết hệ số chặn bằng 0 vẫn bị từ chối ở 4 trong 6 trường hợp, như vậy cịn có những nhân tố khác có thể giải thích cho tỷ suất sinh lợi các danh mục.
4.3.2 Kiểm định tự tương quan, thống kê Durbin Waston
Trong hồi quy bội, giả thiết khơng có tự tương quan giữa các phần dư ei, tức là thành phần sai số của một quan sát nào đó khơng ảnh hưởng đến sai số của quan sát khác. Nếu có tự tương quan nghĩa là các phần dư của các quan sát phụ thuộc lẫn nhau thì phương pháp hồi quy bình phương bé nhất khơng có ý nghĩa.
Để kiểm định có tự tương quan hay khơng giữa các phần dư ei trong phân tích hồi quy ta dùng phương pháp thống kê DurbinWaston (DW) để kiểm tra giá trị DW khác 2 hay không, nếu DW càng khác 2 thì sẽ có sự tự tương quan.
Bảng 4.6: Kêt quả kiểm định Durbin Waston
Danh mục Thống kê Durbin
Wastson S/L 2.0827 S/M 2.1944 S/H 2.1436 B/L 2.1458 B/M 2.2437 B/H 2.1035
Nhìn vào bảng trên ta thấy các giá trị DW của các danh mục đều gần bằng 2, nghĩa là các phần dư khơng có tự tương quan.Vì vậy phương pháp hồi quy trên là phù hợp.
49
4.3.3 Kiểm định thừa biến
Mục đích của kiểm định thừa biến trong bài nhằm kiểm tra khi đưa hai nhân tố SMB và HML có phù hợp khơng? Nghĩa là ta kiểm định giả thiết liệu các hệ số hồi quy của SMB và HML có đồng thời bằng 0 hay không?
Để kiểm định thừa biến, ta tiến hành hồi quy biến Ri-Rf theo biến Rm-Rf, SMB và HML.
Bảng4.7 : Kết quả kiểm định thừa biến cho các danh mục Danh mục Giá trị kiểm định t-Statistic p-value
S/L 9.209387 0.0003 S/M 5.167574 0.0082 S/H 22.90189 0.0000 B/L 5.012795 0.0087 B/M 1.584863 0.2126 B/H 15.65629 0.0000
Với mức ý nghĩa 1%, gọi H0 : mơ hình thừa biến, H1 : mơ hình khơng thừa biến. Nhìn vào bảng trên ta thấy cả 5 danh mục đều giá trị p nhỏ hơn mức ý nghĩa 1%, nên bác bỏ bác bỏ giả thiết H0, mơ hình khơng thừa biến trong 5 danh mục này. Như vậy các biến SMB và HML không phải là các biến thừa trong mơ hình Fama- French.
Tuy nhiên danh mục B/M thì ngược lại, các biến SMB và HML sẽ là các biến thừa trong mơ hình Fama-French thực hiện cho danh mục B/M. Nghĩa là mơ hình CAPM có đủ khả năng dự báo tỷ suất sinh lợi cho danh mục B/M. Hay mơ hình Fama-French khơng phù hợp khi sử dụng để dự báo tỷ suất sinh cho các cơng ty có quy mơ lớn và tỷ số BE/ME trung bình.
50