1.1. Kiểm định tính dừng của các chuỗi lợi suất các cổ phiếu
Lợi suất của các cổ phiếu từ ngày 3/8/2009 đến ngày 31/12/2010 được tính theo công thức: 1 ln t t t P r P− = ÷
Trong đó: Pt : giá cổ phiếu ở thời kỳ t
Pt-1 : giá cổ phiếu ở thời kỳ (t-1) rt : lợi suất của cổ phiếu.
Sử dụng kiểm định "Nghiệm đơn vị" (kiểm định Dicky-Fuller) để kiểm tra tính dừng của chuỗi lợi suất các cổ phiếu.
Bảng 2: Kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi LS_CII
ADF Test Statistic
-16.35411 1% Critical Value* -3.4508 5% Critical Value -2.8699 10% Critical Value -2.5712
Do giá trị thống kê ADF: |τ| = 16.35411 > |τ0.01| = 3.4508 ; |τ0.05| = 2.8699 ; |τ0.1| = 2.5712 nên chuỗi LS_CII là chuỗi dừng.
ADF Test Statistic
-15.45936 1% Critical Value* -3.4508 5% Critical Value -2.8699 10% Critical Value -2.5712
Do giá trị thống kê ADF: |τ| = 15.45936 > |τ0.01| = 3.4508 ; |τ0.05| = 2.8699 ; |τ0.1| = 2.5712 nên chuỗi LS_CNT là chuỗi dừng.
Tương tự ta có bảng kiểm định tính dừng của 10 cổ phiếu :
STT Mã CK τ 0.01 τ τ0.05 τ0.1 1 CII -16.35411 -3.4508 -2.8699 -2.5712 2 CNT -15.45936 -3.4508 -2.8699 -2.5712 3 DHG -16.19562 -3.4508 -2.8699 -2.5712 4 DQC -13.39241 -3.4508 -2.8699 -2.5712 5 GHA -16.95562 -3.4508 -2.8699 -2.5712 6 HDC -15.05889 -3.4508 -2.8699 -2.5712 7 IMP -15.42353 -3.4521 -2.8705 -2.5715 8 KDC -17.60877 -3.4510 -2.8700 -2.5712 9 PAC -15.80620 -3.4508 -2.8699 -2.5712 10 PVC -14.67134 -3.4508 -2.8699 -2.5712
Ta thấy các giá trịτqs của cả 10 cổ phiếu đều lớn hơnτ0.01 ,τ0.05 ,τ0.1
tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% nên chuỗi lợi suất của 10 cổ phiếu đều là chuỗi dừng.
1.2. Kiểm định mô hình SIM đối với các cổ phiếu
Ta tiến hành hồi quy các chuỗi lợi suất của 10 cổ phiếu theo lợi suất của chỉ số Vnindex. Hay chính là ước lượng phương trình:
ri = γi + βiI* rI + εi
Với rI là lợi suất của chỉ số Vnindex, từ đó ước lượng được cácβ∧iI.
Ta tiến hành hồi quy với cổ phiếu CII : Dependent Variable: LS_CII
Method: Least Squares Date: 05/06/11 Time: 17:24 Sample(adjusted): 2 355
Included observations: 354 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000720 0.001069 0.674080 0.5007
LS_VNINDEX 0.816129 0.069816 11.68964 0.0000
R-squared 0.279645 Mean dependent var 0.000802 Adjusted R-squared 0.277598 S.D. dependent var 0.023658 S.E. of regression 0.020108 Akaike info criterion -4.969808 Sum squared resid 0.142319 Schwarz criterion -4.947947 Log likelihood 881.6560 F-statistic 136.6477 Durbin-Watson stat 1.947088 Prob(F-statistic) 0.000000 Nhận thấy hệ số chặn trong mô hình không có ý nghĩa thống kê, có thể loại bỏ nó ra khỏi mô hình nhưng các ước lượng của β sẽ không bị thay đổi nhiều. Do đó, ta vẫn giữ nguyên hệ số chặn trong mô hình.
Ta cũng thực hiện hồi quy tương tự đối với 9 cổ phiếu còn lại. Sau đó, thực hiện các kiểm định về khuyết tật của mô hình cho kết quả các mô hình không có khuyết tật gì và được định dạng đúng. Vậy các mô hình được chấp nhận.
Các tham số thu được từ ước lượng: βiI, σi2 (tổng rủi ro), ηi2 =RSS/(n-2) (rủi ro phi hệ thống),ri .
Bảng 4 : Kết quả ước lượng từ hồi quy
STT Mã CK i r βiI σi2 ηi2 1 CII 0.000802 0.816129 0.00056 0.000404 2 CNT 8.60E-05 0.848051 0.001096 0.00093 3 DHG 0.000991 0.405982 0.000305 0.000267 4 DQC 0.002242 0.815968 0.001232 0.001079 5 GHA 0.000680 0.523961 0.00183 0.001768
6 HDC 0.001895 0.958545 0.000701 0.000486
7 IMP 0.000536 0.231228 0.00049 0.000479
8 KDC 0.001969 0.682888 0.000522 0.000413
9 PAC 0.000444 0.604333 0.000594 0.000509
10 PVC 0.000762 1.154600 0.001653 0.001344
Trong chuyên đề thực tập của mình em sử dụng lợi suất của tài sản phi rủi ro rf = 11.5%/năm hay 0.000319/ngày – lãi suất trái phiếu Chính phủ kỳ hạn 10 năm.