a See footnote under tble 9c
5.3Kiểm định kết hợp trên các hệ số chặn hồi quy
Tác giả sử dụng thống kê F-statistic của Gibbons, Ross, và Shanken (1989) để kiểm tra giả thuyết rằng một tập hợp các biến giải thích ra hồi quy hệ số chặn cho danh mục đầu tư 32 trái phiếu và chứng khoán mà tất cả bằng 0. xem bảng 9c.
Việc kiểm định F của Gibons, Ross và Shanken (1989) để chính thức kiểm tra giả thuyết rằng tỷ suất sinh lợi cấu trúc kỳ hạn của TERM và DEF đủ để giải thích tỷ suất sinh lợi bình quân trên trái phiếu và cổ phiếu ở mức 0,99.
Tỷ suất sinh lợi bình quân của TERM và DEF thấp không thể giải thích dữ liệu chéo của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu bình quân. Việc kiểm định F- test bác bỏ giả thuyết cho rằng RM- RF cũng đủ để giải thích tỷ suất sinh lợi bình quân ở mức 0,99. Điều này khẳng định rằng tỷ suất sinh lợi thị trường dư thừa không thể giải thích quy mô và hiệu ứng B/P trong tỷ suất sinh lợi cổ phiếu bình quân. Hệ số chặn dương lớn đối với các cổ phiếu được quan sát khi SMB và HML chỉ là các biến giải thích cho ra thống kê F-statistic đó bác bỏ giả thuyết hệ số chặn zero ở mức 0,98.
Trong điều kiện của kiểm định F-test, ba nhân tố thị trường chứng khoán: RM-RF, SMB và HML, cho ra những hệ số chặn tốt nhất (the best-behaved intercepts). Tuy nhiên, sự kiểm định kết hợp mà tất cả các hệ số chặn mà 32 danh mục đầu tư là 0 bác bỏ tại mức 0,95. Mức bác bỏ trở nên lớn hơn từ các nhóm ngũ vị BE/ME thấp nhất của chứng khoán. Sự bác bỏ của mô hình ba nhân tố trong bảng 9c là do sự thiếu hiệu ứng quy mô trong ngũ phân vị BE/ME thấp nhất. Năm danh mục đầu tư trong nhóm ngũ phân vị BE/ME thấp nhất cho ra hệ số góc trên nhân tố quy mô SMB thì nghịch biến mạnh mẽ tới quy mô (bảng 6). Nhưng không giống như những ngũ phân vị BE/ME khác, tỷ suất sinh lợi bình quân trong ngũ phân vị BE/ME cho thấy không có liên quan đến quy mô (bảng 2).
Mặc dù có bác bỏ biên của nó trong kiểm định F, Tác giả cho rằng mô hình ba nhân tố làm một công việc tốt trên dữ liệu chéo của lãi cổ phiếu bình quân. Việc bác bỏ của mô hình
40
đơn giản vì RM-RF, SMB và HML hấp thụ hầu hết các sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi trên 25 danh mục đầu tư chứng khoán (các giá trị R2 điển hình trong bảng 6 là trên 0,93), thậm chí tỷ suất sinh lợi bình quân bất thường nhỏ đủ để cho thấy mô hình ba nhân tố là chỉ là một mô hình, có nghĩa là, nó sai.
Quan điểm của Tác giả là hồi quy ba nhân tố sử dụng RM-RF, SMB và HML để giải thích tỷ suất sinh lợi bình quân khá bất ngờ, với cách đơn giản là xây dựng tỷ suất sinh lợi tương tự của SMB và HML cho nhân tố quy mô và B/P. Sau đó cho hồi quy chặn đối với cổ phiếu tiến đến 0. Mặc dù SMB và HML chắc chắn có chứa độ nhiễu mang tính đặc thù của công ty như cụ thể như tiêu biểu cho các nhân tố rủi ro trong tỷ suất sinh lợi liên quan đến quy mô và vốn cổ phần B/P.
Bổ sung tỷ suất sinh lợi cấu trúc kỳ hạn, TERM và DEF, để thực hiện hồi quy cũng sử dụng RM-RF, SMB anh HML như là biến giải thích sự gia tăng F. F lớn hơn xuất phát từ trái phiếu. 5 nhân tố hồi quy chặn và giá trị R2 đối với cổ phiếu thì gần (sát) với các giá trị được cung cấp bởi ba nhân tố thị trường chứng khoán. Nhưng đối với trái phiếu, bổ sung kết quả TERM và DEF ở mức sai số chuẩn khá thấp hơn, và tăng độ chính xác làm cho mô hình 5 nhân tố chặn đối với cho danh mục đầu tư 2 trái phiếu chính phủ vượt quá hai sai số chuẩn.
Hai hệ số chặn, tuy nhiên, khá nhỏ. 0,09% và 0,11%/tháng.
Mô hình 3 nhân tố thị trường chứng khoán cho ra một giá tri F thấp hơn, nhưng Tác giả nghĩ rằng mô hình hồi quy 5 nhân tố cung cấp mô hình tốt nhất cho tỷ suất sinh lợi và tỷ suất sinh lợi bình quân của trái phiếu và cổ phiếu. TERM và DEF ảnh hưởng sự biến động về tỷ suất sinh lợi trái phiếu. Và sự thay đổi trong giá trị kỳ vọng của TERM và DEF với điều kiện kinh doanh là một phần thú vị của sự thay đổi suốt thời gian trong tỷ suất sinh lợi kỳ vọng cổ phiếu và trái phiếu được bỏ qua bởi các kiểm định F-test, vốn chỉ quan tâm đến lợi nhận bình quân dài hạn.
6. Chẩn đoán
Tác giả đã thực hiện:
Sử dụng các số dư từ hồi quy 5 nhân tố chuỗi thời gian để kiểm tra xem các hồi quy bắt các biến độ theo thời gian trong dữ liệu chéo của tỷ suất sinh lợi bình quân kỳ vọng.
Kiểm tra xem năm nhân tố rủi ro có bắt được hiệu ứng tháng giêng trên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và trái phiếu.
Thực hiện hồi quy tách mẫu trên một tập hợp các cổ phiếu của biến giải thích tỷ suất sinh lợi một cách độc lập trong biến biến tỷ suất sinh lợi phụ thuộc.
41
Các kiểm định nhàm tìm bằng chứng về quy mô và nhân tố B/P trong hàm hồi quy trên là giả mạo, phát sinh chỉ vì Tác giả sử dụng quy mô và danh mục đầu tư B/B cho cả hai biến phụ thuộc và giải thích. Các kiểm định cuối cùng và thú vị nhất xem xét liệu các nhân tố thị trường chứng khoán có nắm bắt được tỷ suất sinh lợi bình quân trên danh mục đầu tư trong danh mục đầu tư quy mô BE/ME làm việc tốt trên danh mục đầu tư mô phỏng trên các biến đã được biết về tỷ suất sinh lợi trung bình, đặc biệt, tỷ lệ E/P và D/P.