Tài liệu Đề tài: PHÂN TÍCH MỘT SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN KINH ĐÔ - KDC docx

Là một trong những công ty sản xuấtbánh kẹo hàng đầu Việt Nam, Công ty cổ phần Kinh Đô tuy chịu không ít ảnh hưởngcủa kinh tế trong nước và thế giới nhưng công ty luôn tìm cách để khắc p

ẢNH HƯỞNG GIÁ VÀNG, CHÌ SỐ VN-INDEX VA GIA CO PHIEU NGAY HOM TRUOC DEN GIA

CO PHIEU KDC HIEN TAI.

LỜI MỞ ĐẦU

Hiện nay, tình hình kinh tế trong nước nói riêng và tình hình kinh tế thế giớinói chung đang có những biến động rất phức tạp Là một trong những công ty sản xuấtbánh kẹo hàng đầu Việt Nam, Công ty cổ phần Kinh Đô tuy chịu không ít ảnh hưởngcủa kinh tế trong nước và thế giới nhưng công ty luôn tìm cách để khắc phục nhữngkhó khăn và tiếp tục giữ vững vị trí của mình Công ty cổ phần Kinh Đô được cấpgiấy chứng nhận đăng ký kinh doanh vào ngày 6/9/2002 Cổ phiếu của công ty đượcniếm yết tại Sở Giao dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh theo giấy phépniêm yết số 39/UBCK-GPNY do Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước cấp ngày18/11/2005 với mã cổ phiếu là KDC Từ đó đến nay hoạt động của công ty trên thịtrường chứng khoán liên tục phát triển Tuy nhiên, công ty cũng chịu nhiều tác độngcủa các nhân tố làm ảnh hưởng đến giá cổ phiếu của mình Và để có thể ước lượngđược những nhân tố này tác động như thế nào nhóm chúng em chọn đề tài “PHÂNTÍCH MỘT SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔPHẦN KINH ĐÔ - KDC”

Thông qua một số mô hình ước lượng của kinh tế lượng như mô hình log-log,

mô hình log-lin, mô hình lin-log và mô hình tuyến tính bình thường để phân tích sựảnh hưởng của giá cổ phiếu ngày hôm trước, giá vàng ngày hôm nay, chỉ số VN-INDEX ngày hôm nay, đến giá cổ phiếu ngày hôm nay

Vì kiến thức còn hạn chế và thời gian có hạn nên bài tiểu luận của nhóm chúng

em còn nhiều sai sót, mong thầy và các bạn thông cảm Chúng em rất mong đượcnhận ý kiến đóng góp một cách chân thành từ quý thầy cô và các bạn Chúng em xinchân thành cảm ơn!

1.1.2 Phân tích hồi quy

Phân tích hồi quy nghiên cứu mối liên hệ phụ thuộc của một biến (gọi là biếnphụ thuộc hay biến được giải thích) với một hay nhiều biến khác (được gọi là (các)biến độc lập hay giải thích) nhằm ước lượng, dự báo giá trị trung bình của biến phụthuộc với các giá trị của (các) biến độc lập

1.1.3 Phương pháp bình phương nhỏ nhất

1.1.3.1 Nội dung phương pháp

Giả sử E (Y/Xi)= β1 + β2Xi được gọi là hàm hồi quy tổng thể (PRF)

Khi đó quan sát Yi:

Yi= E (Y/Xi) + ui

= β1 + β2Xi + ui được gọi là mô hình hồi quy tổng thể (PRM)

i= 1 + 2 Xi được gọi là hàm hồi quy mẫu (SRF)

Yi= 1+ 2 Xi + ei được gọi là mô hình hồi quy mẫu (SRM)

Vấn đề là phải tìm i= 1 + 2 Xi

Giả sử rằng chúng ta có n cặp quan sát của Y và X, cặp quan sát thứ i có giá trị tươngứng (Yi, Xi): i = Ta phải tìm i sao cho nó gần với giá trị thực tế của Yi có thểđược, tức là phần dư

ei = Yi i= Yi 1 + 2X2) càng nhỏ càng tốt

1.1.3.2 Các tính chất của ước lượng bình phương nhỏ nhất

a 1, 2 được xác định một cách duy nhất ứng với cặp quan sát (Xi, Yi)

b 1, 2 là các ước lượng điểm của β1, β2 và là các đại lượng ngẫu nhiên, với cácmẫu khác nhau chúng có các giá trị khác nhau

i = 1 + 2 X i có các tính chất sau đây :

a SRF đi qua trung bình mẫu ( , ) có nghĩa là = 1 + 2

b Giá trị trung bình của i bằng giá trị trung bình của các quan sát

c Giá trị trung bình của các phần dư: i =0

d Các phần dư ei không tương quan với i

e Các phần dư ei không tương quan với Xi

1.1.4 Các mô hình hồi quy

1.1.4.1 Mô hình hồi quy tuyến tính

- Dạng hàm: Y= β1 + β2X

- Giá trị biên: β2

- ΔY= βY= β2ΔY= βX

- Hệ số co dãn: β2( )

- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng một đơn vị thì Y thay đổi β2 đơn vị

1.1.4.2 Mô hình tuyến tính log(ln-ln)

1.2 ẢNH HƯỞNG CỦA GIÁ VÀNG, CHỈ SỐ VN-INDEX VÀ GIÁ CỔ PHIẾU KDC NGÀY HÔM TRƯỚC ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU KDC HIỆN TẠI.

1.2.1 Ảnh hưởng của giá vàng

Một trong những nhân tố có ảnh hưởng mạnh mẽ đến giá cổ phiếu là giá vàng Mỗi một sự biến động của giá vàng trên thế giới lẫn trong nước đều làm giá cổ phiếu lên xuống thất thường và không theo một quy luật nào cả Có lúc giá vàng tăng thì giá

cổ phiếu giảm, cũng có lúc giá vàng tăng giá cổ phiếu cũng tăng theo

Như ta thấy giá vàng thay đổi liên tục từ giữa tháng 5 đến tháng 7 và sau đó tăng lên nhanh chóng với mức độ tăng cao Theo đó giá cổ phiếu của công ty cổ phần KINH ĐÔ cũng thay đổi theo một cách chóng mặt, giá cổ phiếu có xu hướng giảm,tuynhiên trong giai đoạn từ giữa tháng 5 đến giữa tháng 7 mức độ giảm tương đối không nhiều lắm, từ đầu tháng 9 giá cổ phiếu giảm liên tục với một mức độ cao hơn, tuy nhiên sau đó tăng trở lại nhưng giá đã bị giảm sút so với thời kì trước đó Không chỉ

có cổ phiếu KDC bị giảm giá mà các cổ phiếu của các công ty khác củng bị ảnh hưởng bởi giá vàng trong thời điểm này

Theo một số nhà đầu tư chứng khoán tại Hà Nội, giá của nhiều cổ phiếu niêm yết trên TTGDCK TP.HCM tiếp tục sụt giảm trong phiên giao dịch ngày 17/7 do các nhà đầu tư trong nước lo ngại giá vàng trong nước được dự báo có thể sẽ tăng lên mức 15 triệu đồng chỉ bởi giá vàng quốc tế đang tăng mạnh, sắp tới mức kỷ lục 719,5 USD/ounce vào ngày 12/5

Tính đến trưa ngày 17/7 (theo giờ Việt Nam), giá vàng quốc tế đã leo lên mức674,3 USD/ounce, so với mức 660,4 USD/ounce của ngày 14/7, khiến cho giá vàngtrong nước cũng tăng theo từ 1.290.000 đồng/chỉ lên 1.330.000 đồng/chỉ

Lúc 8h30 ngày 14/9/2012, giá vàng SJC được công ty vàng bạc đá quý (VBĐQ)Sài Gòn SJC niêm yết ở mức 47 – 47,35 triệu đồng/lượng, tăng 850 nghìn đồng trênlượng mua vào và 900 nghìn đồng/lượng so với cuối giờ chiều ngày 13/9

Vàng tăng cũng làm cho thị trường chứng khoán có biến động khởi sắc Tínhthanh khoản đã được cải thiện rất tốt, hàng loạt cổ phiếu, từ hàng đầu cơ đến hàng cơbản đều tăng giá rất tốt.

Như vậy, ta có thể thấy rằng giá cổ phiếu cũng phụ thuộc rất lớn vào giá vàng.Theo đó, chính giá của các yếu tố trên tác động trực tiếp đến tâm lý của nhà đầu tư.Giá vàng tăng hay giảm cũng làm cho giá cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứngkhoán thay đổi lên xuống thất thường

1.2.2 Ảnh hưởng của chỉ số VN-INDEX

Chỉ số chứng khoán Việt Nam kí hiệu là VN-Index Chỉ số VN Index xây dựngcăn cứ vào giá trị thị trường của tất cả các cổ phiếu được niêm yết Với hệ thốngchỉ số này nhà đầu tư có thể đánh giá và phân tích thị trường một cách tổng quát.Chỉ số VN-Index được tính theo công thức sau:

100

1 0 0

1 1

Q P

Q P

: Giá hiện hành của cổ phiếu i

: Khối lượng đang lưu hàng của cổ phiếu i

P0i: Giá cổ phiếu i thời kì gốc

Q0i: Khối lượng cổ phiếu i thời kì gốc

Nhìn vào công thức tính chỉ số VN-INDEX ở trên ta có thể thấy được mối quan hệcủa giá cổ phiếu tại thời điểm hiện tại và chỉ số VN-INDEX là cùng chiều Như vậy,khi chỉ số VN-INDEX giảm sẽ kéo theo việc giảm đầu tư của các nhà đầu tư chứngkhoán làm cho giá cổ phiếu của các công ty giảm, hay ngược lại nếu chỉ số VN-INDEX tăng sẽ kéo theo giá cổ phiếu tăng.

Từ giữa tháng 5 cho đến cuối tháng 9 ta có thể thấy được sự liên tục thay đổi củachỉ số VN-INDEX, tuy nhiên, chỉ số vẫn ở mức độ cao, có sụt giảm nhưng khôngđáng kể, và trong tháng 9 có thể nói là đã giảm hơn so với thời kì trước Nếu đối chiếugiữa giá cổ phiếu và chỉ số VN-INDEX thì ta có thể nhìn thấy được sự thay đổi tươngquan giữa hai đại lượng này

1.2.3 Ảnh hưởng của giá cổ phiếu ngày hôm trước

Mỗi cổ phiếu đều lưu giữ giá trong lịch sử để tiện cho nhà đầu tư khi muốn xemlại giá của cổ phiếu đó, không chỉ nhằm mục đích là xem lại mà qua đó còn là mộtthông tin để quyết định đầu tư hay không

Như vậy, giá của cổ phiếu ngày hôm trước cũng đóng góp một phần quan trọngcho sự thay đổi giá trong hiện tại cũng như tương lai Cũng như giá vàng và chỉ sốVN-INDEX nó cũng có những tác động làm cho giá cổ phiếu trong hiện tại biếnđộng, gián tiếp cũng như trực tiếp, cùng chiều hoặc ngược chiều

Trong giai đoạn này, giá cổ phiếu của công ty ngày hôm trước và hôm sau theosát nhau, không thấy biến động lớn nào Tuy nhiên, giá cổ phiếu này còn ảnh hưởngđến giá cổ phiếu trong tương lai dài hạn nữa

Nhìn chung, có rất nhiều nhân tố làm ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trong hiện tạinhưng có thể nói ba yếu tố trên là có ảnh hưởng cơ bản nhất

1.3 TÌNH HÌNH CÔNG TY CỔ PHẦN KINH ĐÔ

Chịu ảnh hưởng của năm 2010, năm 2011 nền kinh tế Việt Nam tiếp tục bất ổn

và vẫn chịu tác động nặng nề của lạm phát cao, niềm tin của nhà đầu tư sụt giảm,

người tiêu dùng thắt chặt chi tiêu, tiền Đồng mất giá và lãi vay cao Thách thức lớnnhất mà hầu hết công ty tại Việt Nam phải đối mặt trong năm 2011 là lạm phát, dẫnđến 3 yếu tố quan trọng là giá nguyên vật liệu tăng cao và không ổn định, chi phí vềnhân công, điện và nhiên liệu tăng, và cuối cùng là lãi suất ngân hàng tăng, khiếndoanh nghiệp vấp phải khó khăn về tài chính.

Trong bối cảnh này, công ty đã trải qua một trong những năm tăng trưởng tốtnhất kể từ khi sáp nhập các công ty trong ngành thực phẩm

Quá trình sáp nhập được hoàn tất vào cuối năm 2010 đã cho công ty một nềntảng vững chắc và qui mô kinh doanh rộng để bước vào năm 2011 cũng như lấy đàvào đầu năm Hoạt động kinh doanh không chỉ thống nhất mà còn tập trung Nhậnthấy rõ những khó khăn và môi trường kinh tế vi mô thử thách, công ty tập trung sửdụng qui mô có được qua sáp nhập và kết quả kinh doanh năm 2011 làm cơ sở tạo đàđạt mục tiêu phát triển bền vững Sự đồng thuận này và quyết tâm tập trung vào lĩnhvực kinh doanh thực phẩm đã khẳng định lại chiến lược mua bán sáp nhập các công tythuộc nhiều ngành kinh doanh thực phẩm khác nhau, và từ đó tạo ra những nguyên tắckhung giúp Kinh Đô vận hành tốt hơn trong một môi trường ngày càng nhiều cạnhtranh

Các yếu tố tác động đến kết quả kinh doanh của Kinh Đô

Ba yếu tố rủi ro chính tác động đến kết quả kinh doanh trong năm 2011 bao gồm:

1 Lạm phát

2 Lãi suất ngân hàng cao

3 Thị trường chứng khoán giảm

Đối với thị trường chứng khoán của công ty năm 2011

Thanh khoản sụt giảm trên thị trường tiền tệ đã tác động tiêu cực đến thị trườngchứng khoán cùng với cả tâm lý của nhà đầu tư Thêm vào đó, tâm lý nhà đầu tư cũng

bị ảnh hưởng trực tiếp bởi niềm tin người dùng giảm sút khi thị trường chứng khoánvẫn ở trạng thái không mấy sáng sủa và chí phí vốn tăng cao Điều này đã hạn chế cơ

hội cho các công ty phát hành cổ phiếu để thay thế cho chi phí vay cao, khiến nhiềucông ty trì trệ trong suốt năm 2011 Đặc biệt cuối năm 2011 công ty đã phát hànhriêng lẻ thêm 10% vốn cổ phần cho Ezaki Glico ở mức giá cao hơn nhiều so với giáthị trường Cùng với đó, việc phát hành thành công này sẽ giúp cả 2 bên thành lập mộtliên minh kinh doanh, bao gồm việc phân phối sản phẩm của Glico tại Việt Nam Kinh

Đô dự kiến rằng liên mình này sẽ có tác động tích cực đến kết quả kinh doanh chungvào cuối năm 2012 và trong suốt năm 2013

Nếu như cách đây 2 tháng, vào phiên giao dịch ngày 21/9, giá cổ phiếu KDC chỉ ở mức hơn 25.000 đồng/cổ phiếu, thì hiện tại, cổ phiếu này đã vọt lên mức trên 40.900 đồng/cổ phiếu Như vậy, tính về tốc độ tăng giá, cổ phiếu KDC đã tăng tới 60% trong vòng 2 tháng Đây là diễn biến ngược so với xu hướng chung của thị trường, vì trong giai đoạn này, chỉ số VN-Index vẫn trong xu thế đi xuống

Mới đây, Kinh Đô đã công bố báo cáo tài chính hợp nhất quý III/2012 Theo đó, quý III/2012, KDC đạt doanh thu 1.668 tỷ đồng, tăng 9,4% so với cùng kỳ năm trước Tuy nhiên, chi phí giá vốn của KDC lại giảm nhẹ, đẩy lợi nhuận gộp của Công ty tăng21,7%

Trong quý III, KDC đạt lợi nhuận sau thuế 318 tỷ đồng, tăng 42,8% so với cùng kỳ năm 2011 Được biết, kết quả kinh doanh bán niên của KDC ghi nhận lỗ hợp nhất 5,4 tỷ đồng, do việc chuyển nhượng cổ phần tại Nutifood gây lỗ 71,3 tỷ đồng Lũy kế 9 tháng đầu năm, KDC đạt tổng doanh thu thuần 3.217 tỷ đồng, tăng 5,9% so với cùng kỳ năm 2011 Lợi nhuận sau thuế của Công ty đạt 307 tỷ đồng, tăng 23,7%

so với cùng kỳ năm ngoái

Hiện tại, Kinh Đô không có sở hữu nhà nước, trong khi nhà đầu tư nước ngoài đang nắm số lượng cổ phần khá lớn (xấp xỉ 50%) Các cổ đông nước ngoài đang nắm giữ cổ phần lớn tại Kinh Đô gồm những quỹ đầu tư như Vietnam Ventures Limited, Deutsche Bank AG London và Deutsche Bank Aktiengesellschaf Tuy nhiên, những

cổ đông lớn nhất tại Kinh Đô đều là nhà đầu tư trong nước Trong đó, chỉ có 2 cổ đông nắm trên 10% cổ phần là Công ty TNHH một thành viên PPK và Công ty TNHH

Đầu tư Kinh Đô Trong số các cổ đông cá nhân, ông Trần Lệ Nguyên, Phó chủ tịch HĐQT, kiêm Tổng giám đốc KDC nắm nhiều cổ phần hơn cả (8,52% vốn điều lệ).

Về kế hoạch kinh doanh trong thời gian tới, để chuẩn bị cho dịp Tết Quý Tỵ 2013, Kinh Đô dự kiến đưa ra thị trường hơn 3.800 tấn bánh kẹo các loại phục vụ người tiêudùng, tăng 20% so với cùng kỳ năm 2011

Theo ông Nguyễn Xuân Luân, Phó tổng giám đốc KDC, tuy tình hình kinh tế hiện nay vẫn còn không ít khó khăn, nhưng lễ, Tết là nét văn hóa của người Việt, nên việc đón Tết, cũng như nhu cầu thưởng thức, biếu tặng dịp Tết luôn được chú trọng

Do đó, Công ty đã chuẩn bị kỹ và đẩy mạnh hoạt động kinh doanh cho mùa vụ Tết qua việc đầu tư chất lượng, mẫu mã các dòng sản phẩm, mở rộng kênh phân phối

Một số sản phẩm mới được Kinh Đô đưa ra trong dịp Tết Nguyên đán 2013 là các nhãn hàng Cosy Các sản phẩm này được Kinh Đô đầu tư chất lượng và đa dạng quy cách… Bên cạnh đó, các sản phẩm khoai tây lát Slide, bánh AFC, bánh bông lan Solite, kẹo Choco… với quy cách và thiết kế bao bì Tết cũng được KDC tung ra để đánh vào thị hiếu người tiêu dùng trong dịp Tết

Hiện nay, Kinh Đô đang có một số công ty con, đều hoạt động trong lĩnh vực sản xuất và chế biến thực phẩm Trong đó, Kinh Đô nắm 99,8% cổ phần tại Công ty

cổ phần Kinh Đô Bình Dương; 51,2% cổ phần tại Công ty cổ phần Vinabico; 100% cổphần tại Công ty TNHH một thành viên Kido; 100% cổ phần tại Công ty TNHH một thành viên Kinh Đô miền Bắc

Ngoài lĩnh vực nòng cốt là thực phẩm, bánh kẹo, Kinh Đô cũng tham gia thị trường bất động sản thông qua việc đầu tư vốn vào các doanh nghiệp bất động sản Hiện tại, cả 3 công ty liên kết của Kinh Đô đều hoạt động trong lĩnh vực bất động sản

Đó là, Công ty TNHH Tân Phước (Kinh Đô nắm 49% vốn), Công ty cổ phần Bất độngsản Thành Thái (Kinh Đô nắm 30% vốn), Công ty cổ phần Đầu tư Lavenue (Kinh Đô nắm 50% vốn)

Với tham vọng trở thành công ty thực phẩm & giải khát hàng đầu Việt Nam vàChâu Á-Thái Bình Dương, Kinh Đô đã và đang đổi mới mạnh mẽ bằng việc đầu tư

xây dựng một nền tảng vững chắc cho tương lai, tạo dựng nền móng cho sự tặngtrưởng, phát triển mạnh trong tương lai với cách tiếp cận bằng sự khác biệt Dù môitrường kinh doanh khó khăn và đầy những thách thức trong năm những năm tớinhưng KDC sẽ càng ngày càng phát triển không chỉ đạt lợi nhuận, tăng trưởng về thịphần mà còn là một công ty có uy tín trên thị trường chứng khoán không chỉ trongnước mà còn vươn ra ngoài thế giới.

Chương 2: KẾT QUẢ HỒI QUY

2.1 MÔ HÌNH HỒI QUY TUYẾN TÍNH

+ PGt: Giá vàng tại thời điểm t

2.1.1.3 Mô hình hồi quy tổng thể

2.1.2 Chạy mô hình

2.1.2.1 Các bước chạy mô hình

Bước 1: Khởi động eview

Nhấp Start/ program/ eviews 6/ nhấp eviews 6

Bước 2: Tạo Workfile

- Vào menu file/new/ workfile

- Ở mục workfile structure type chọn Date-regular frequency Ở mục Datespecification trong frequency chọn Daily-5day week.Trong Start date nhập5/11/2012.Trong End date nhập 9/28/2012 nhấp OK

- Ta đã tạo xong một workfile có 100 quan sát

- Trong icon đối tượng C và Resid là do eviews tạo ra trong mọi workfile

- Vào Quick/ Emply Group

- Vào start/program/Microsoft excel/bảng số liệu_KDC Coppy số liệu các biến

- Vào lại eviews trong cửa sổ Group: UNTITLED/paste Đặt tên lại cho các biếntại các ser01.ser02… tương ứng với các biến trong bảng số liệu

- Nhấn nút close/ chọn yes

- Quay lại bảng workfile UNTILED, nhấp đôi chuột trái vào các biến đã bôi đen

từ trước, chọn open Equation, xuất hiện bảng Equation Specification chọn ok

Ta được bảng kết quả eviews

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn residual tests/white

- heteroskedasticity (no cross terms) và white heteroskedasticity (cross terms)

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn Residual tests/Serial correlationLM tests, chọn 1/ OK.Ta được bảng kết quả Bresuch-Godfrey

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn Stability tests/Ramsey Resettest, chọn 3/OK Ta được bảng kết quả Ramsey Reset.

- Trong bảng Equation UNTITLED chọn view, chọn Residual tests, chọn

Histogram- Normality test Ta được kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

- Quay lại workfile ban đầu Ta chọn kại theo thứ tự PT, PG sau đó nhấp đôi chuột trái chọn open Equation, xuất hiện bảng Equation Specification chọn ok

Ta được kết quả eview về sự phụ thuộc của PT vào PG để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình

Adjusted R-squared 0.940240 S.D dependent var 2.547261S.E of regression 0.622701 Akaike info criterion 1.929677

Sum squared resid 37.22460 Schwarz criterion 2.033884Log likelihood -92.48383 Hannan-Quinn criter 1.971851

Mô hình hồi quy mẫu:

+ : Vì có p_value bằng 0.0088 < 0.05, do đó bác bỏ H0, thừa nhận H1

nên có ý nghĩa thống kê

+ : Vì có p_value bằng 0.0049 <0.05, bác bỏ H0, thừa nhận H1 nên

2.1.2.4 Phân tích ý nghĩa kinh tế của các hệ số hồi quy:

+ Hệ số cho biết khi giá vàng tăng 1 đơn vị thì giá cổ phiếu giảm đơn vị trong điều kiện giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 và chỉ số VN-INDEX không đổi + Hệ số cho biết khi giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 tăng 1 đơn vị thì giá cổ phiếu sẽ tăng đơn vị trong điều kiện giá vàng và chỉ số VN-INDEX không đổi

+ Hệ số cho biết khi chỉ số VN-INDEX tăng 1 đơn vị thì giá cổ phiếu sẽtăng đơn vị trong điều kiện giá vàng và giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 không đổi

2.1.2.5 Phân tích ý nghĩa của hàm hồi quy:

2.1.3 Kiểm định khuyết tật

2.1.3.1 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

2.1.3.1.1 Kiểm định White l có hệ số chéo

Heteroskedasticity Test: White

Scaled explained SS 15.52446 Prob Chi-Square(9) 0.0775

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 11/28/12 Time: 13:50

Sample: 5/11/2012 9/28/2012

Adjusted R-squared 0.049057 S.D dependent var 0.589909S.E of regression 0.575257 Akaike info criterion 1.826641

Mô hình hồi quy phụ theo kiểm định White có hệ cố chéo có dạng:

+ vt

Kiểm định cặp giả thiết:

: = 0: Mô hình (1) không có phương sai sai số thay đổi

: 0: Mô hình (1) có phương sai sai số thay đổi

Dùng kiểm định F có P_value bằng 0.137147 > 0.05= do đó chưa có cơ sở bác bỏ Vậy với phương pháp kiểm định White có hệ số chéo, kết luận mô hình gốc không

có phương sai sai số thay đổi

Nhận xét: Mô hình ban đầu không có phương sai sai số thay đổi.

2.1.3.1.2 Kiểm định White không có hệ số chéo

Heteroskedasticity Test: White

Scaled explained SS 11.66748 Prob Chi-Square(3) 0.0086

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.073773 S.D dependent var 0.589909

S.E of regression 0.567732 Akaike info criterion 1.744845

Sum squared resid 30.94273 Schwarz criterion 1.849052

Log likelihood -83.24224 Hannan-Quinn criter 1.787019

Prob(F-statistic) 0.015712

Kiểm định phương sai sai số thay đổi White, dùng để kiểm định về hiện tượng phươngsai sai số thay đổi trong mô hình gốc (1).

Mô hình hồi quy phụ theo kết quả của bảng có dạng:

Kiểm định cặp giả thiết:

: = 0: Mô hình (1) không có phương sai sai số thay đổi

: 0: Mô hình (1) có phương sai sai số thay đổi

Dùng kiểm định F có P_value bằng 0.015712 < 0.05= do đó do đó bác bỏ H0,thừa nhận H1 Vậy với phương pháp kiểm định White không có hệ số chéo, kết luận mô hình (1) có phương sai sai số thay đổi

Nhận xét: Mô hình (1) có phương sai sai số thay đổi.

2.1.3.2 Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 11/28/12 Time: 13:51

Sample: 5/11/2012 9/28/2012

Included observations: 100

Presample and interior missing value lagged residuals set to zero.

Adjusted R-squared -0.024210 S.D dependent var 0.613193S.E of regression 0.620572 Akaike info criterion 1.932355

Log likelihood -91.61776 Hannan-Quinn criter 1.985073

Kiểm định cặp giả thuyết:

: Mô hình (1) không có tự tương quan bậc nhất

: Mô hình (1) có tự tương quan bậc nhất

Vì nên chưa có cơ sở để bác bỏ , mô hình hồi quy (1) không có tựtương quan bậc nhất.

Nhận xét: mô hình hồi quy (1) không có tự tương quan bậc nhất

Nhận xét: mô hình (1) không có tự tương quan bậc nhất.

2.1.3.3 Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên

Mean 1.57e-15 Median 0.049619 Maximum 1.455679 Minimum -1.763132 Std Dev 0.613193 Skewness -0.367136 Kurtosis 3.486251 Jarque-Bera 3.231641 Probability 0.198728

Kiểm định cặp giả thiết:

: Mô hình (1) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn

Mô hình (1) có SSNN không tuân theo quy luật phân phối chuẩn

Ta xét tiêu chuẩn Jarque – Bera bằng 0.198728 > 0.05= nên chưa có cơ sở bác bỏ Vậy mô hình (1) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn

Nhận xét: Mô hình (1) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn

2.1.3.4 Kiểm định mô hình thiếu biến

Ramsey RESET Test:

F-statistic 2.342369 Prob F(3,93) 0.0782Log likelihood ratio 7.284172 Prob Chi-Square(3) 0.0634

Adjusted R-squared 0.942646 S.D dependent var 2.547261S.E of regression 0.610037 Akaike info criterion 1.916835Sum squared resid 34.60950 Schwarz criterion 2.099197Log likelihood -88.84175 Hannan-Quinn criter 1.990640

Prob(F-statistic) 0.000000

Trong hồi quy phụ giá trị FITTED chính là ước lượng cho biến phụ thuộc

Do đó mô hình hồi quy phụ có dạng:

+

Kiểm định cặp giả thiết:

: (j= 1,2,3) Mô hình (1) thiếu biến

Ta có P_value kiểm định T bằng 0.0782 > 0.05 = do đó không đủ cơ sở bác bỏ Vậy mô hình (1) không thiếu biến

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (1) không thiếu biến

2.1.3.5 Hiện tượng đa cộng tuyến

Adjusted R-squared 0.691977 S.D dependent var 2.607177S.E of regression 1.446978 Akaike info criterion 3.596628Sum squared resid 205.1869 Schwarz criterion 3.648732Log likelihood -177.8314 Hannan-Quinn criter 3.617716

Prob(F-statistic) 0.000000

Mô hình hồi quy phụ

PTt-1= 1 + 2 PGt +

Kiểm định cặp giả thiết:

H0: R*2 = 0 mô hình (1) không có đa cộng tuyến

H1: R* 0 mô hình (1) có đa cộng tuyến

Ta có P_value kiểm định F bằng 0.0000 < 0.05 = do đó bác bỏ , thừa nhận H1 Vậy mô hình (1) có đa cộng tuyến

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (1) có đa cộng tuyến

Mức độ đa cộng tuyến:

Nhận xét: Vì VIF(PTt-1) = 3.28 < 6  hiện thượng đa cộng tuyến mô hình (1) là đa cộng tuyến yếu

Loại đa cộng tuyến:

Kiểm định cặp giả thiết:

H0: β1= 0 mô hình (1) đa cộng tuyến hoàn hảo

H1: β1 0 mô hình (1) đa cộng tuyến không hoàn hảo

Ta có P_value kiểm định T bằng 0.000 < 0.05 = do đó bác bỏ , thừa nhận H1 Vậy mô hình (1) có đa cộng tuyến không hoàn hảo

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (1) có đa cộng tuyến không hoàn hảo

2.2 MÔ HÌNH TUYẾN TÍNH LOG(LN-LN)

+ PTt-1: Giá cổ phiếu tại thời điểm t-1

+ PGt: Giá vàng tại thời điểm t

2.2.1.3 Mô hình hồi quy tổng thể

2.2.2 Chạy mô hình

2.2.2.1 Các bước chạy mô hình

Bước 1: Khởi động eview

Nhấp Start/ program/ eviews 6/ nhấp eviews 6

Bước 2: Tạo Workfile

- Vào menu file/new/ workfile

- Ở mục workfile structure type chọn Date-regular frequency.Ở mục Datespecification trong frequency chọn Daily-5day week.Trong Start date nhập5/11/2012.Trong End date nhập 9/28/2012 nhấp OK

- Ta đã tạo xong một workfile có 100 quan sát

- Trong icon đối tượng C và Resid là do eviews tạo ra trong mọi workfile

- Vào Quick/ Emply Group

- Vào start/program/Microsoft excel/bảng số liệu_KDC Coppy số liệu các biến

- Vào lại eviews trong cửa sổ Group: UNTITLED/paste Đặt tên lại cho các biếntại các ser01.ser02… tương ứng với các biến trong bảng số liệu

- Nhấn nút close/ chọn yes

- Quay lại bảng workfile UNTILED, nhấp đôi chuột trái vào các biến đã bôi đen

từ trước, chọn open Equation, xuất hiện bảng Equation Specification , ta sửa lạitheo thứ tự log(p)log(pg) log(pt) log(vn) c /chọn ok Ta được bảng kết quả eviews

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn residual tests/white

- heteroskedasticity (no cross terms) và white heteroskedasticity (cross terms)

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn Residual tests/Serial correlationLM tests, chọn 1/ OK.Ta được bảng kết quả Bresuch-Godfrey

- Trong bảng Equation UNTITLED, chọn view, chọn Stability tests/Ramsey Resettest, chọn 3/OK.Ta được bảng kết quả Ramsey Reset

- Trong bảng Equation UNTITLED chọn view, chọn Residual tests, chọn

Histogram- Normality test Ta được kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dư

- Quay lại workfile ban đầu Ta chọnlại theo thứ tự PT, PG sau đó nhấp đôi chuột trái chọn open Equation, xuất hiện bảng Equation Specification, ta sửa lại log(pt) log(pg) c/chọn ok Ta được kết quả eview về sự phụ thuộc của PT vào PG để kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến của mô hình

2.2.2.2 Kết quả eviews

Dependent Variable: LOG(P)

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.938580 S.D dependent var 0.082301S.E of regression 0.020397 Akaike info criterion -4.907695Sum squared resid 0.039939 Schwarz criterion -4.803489Log likelihood 249.3848 Hannan-Quinn criter -4.865521

Mô hình hồi quy mẫu:

= 3.596438 – 0.288048logPGt + 0.821993logPTt-1 + 0.014728logVNt + et

2.2.2.3 Phân tích ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy

Xét kiểm định:

H0: : không có ý nghĩa thống kê

H1: 1: có ý nghĩa thống kê

+ : Vì có p_value bằng 0.0123 < 0.05, do đó bác bỏ H0, thừa nhận H1

nên có ý nghĩa thống kê

+ : Vì có p_value bằng 0.0052 <0.05, bác bỏ H0, thừa nhận H1 nên

2.2.2.4 Phân tích ý nghĩa kinh tế của các hệ số hồi quy

+ Hệ số cho biết khi giá vàng tăng 1% thì giá cổ phiếu giảm % trong điều kiện giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 và chỉ số VN-INDEX không đổi

+ Hệ số cho biết khi giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 tăng 1% thì giá cổ phiếu sẽ tăng

% trong điều kiện giá vàng và chỉ số VN-INDEX không đổi

+ Hệ số cho biết khi chỉ số VN-INDEX tăng 1% thì giá cổ phiếu sẽ tăng % trongđiều kiện giá cổ phi tại thời điểm t-1 và giá vàng không đổi.

2.2.2.5 Phân tích ý nghĩa của hàm hồi quy

2.2.3 Kiểm định khuyết tật

2.2.3.1 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

2.2.3.1.1 Kiểm định White l có hệ số chéo

Heteroskedasticity Test: White

Scaled explained SS 26.43274 Prob Chi-Square(6) 0.0002

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 11/28/12 Time: 13:55

Sample: 5/11/2012 9/28/2012

Included observations: 100

Collinear test regressors dropped from specification

: = 0: Mô hình (2) không có phương sai sai số thay đổi

: 0: Mô hình (2) có phương sai sai số thay đổi

Dùng kiểm định F có P_value bằng 0.000946 < 0.05= do đó bác bỏ Vậy với phương pháp kiểm định White có hệ số chéo, kết luận mô hình (2) có phương sai sai

số thay đổi

Nhận xét: Mô hình (2) không có phương sai sai số thay đổi.

2.2.3.1.2 Kiểm định White không có hệ số chéo

Heteroskedasticity Test: White

Scaled explained SS 21.73003 Prob Chi-Square(3) 0.0001

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.148266 S.D dependent var 0.000661S.E of regression 0.000610 Akaike info criterion -11.92794Sum squared resid 3.57E-05 Schwarz criterion -11.82374

Log likelihood 600.3972 Hannan-Quinn criter -11.88577

Prob(F-statistic) 0.000355

Kiểm định phương sai sai số thay đổi White, dùng để kiểm định về hiện tượng phươngsai sai số thay đổi trong mô hình gốc (2)

Mô hình hồi quy phụ theo kết quả của bảng có dạng:

Kiểm định cặp giả thiết:

: = 0: Mô hình (2) không có phương sai sai số thay đổi

: 0: Mô hình (2) có phương sai sai số thay đổi

Dùng kiểm định F có P_value bằng 0.000355 < 0.05= bác bỏ Vậy với phương pháp kiểm định White không có hệ số chéo, kết luận mô hình (2) có phương sai sai số thay đổi

Nhận xét: Mô hình (2) có phương sai sai số thay đổi.

2.2.3.2 Kiểm định hiện tượng tự tương quan

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 11/28/12 Time: 13:57

Sample: 5/11/2012 9/28/2012

Included observations: 100

Presample and interior missing value lagged residuals set to zero

Adjusted R-squared -0.030051 S.D dependent var 0.020085S.E of regression 0.020385 Akaike info criterion -4.899330Sum squared resid 0.039477 Schwarz criterion -4.769071Log likelihood 249.9665 Hannan-Quinn criter -4.846612

Kiểm định cặp giả thuyết:

: Mô hình (2) không có tự tương quan bậc nhất

: Mô hình (2) có tự tương quan bậc nhất

Nhận xét: mô hình (2) không có tự tương quan bậc nhất.

2.2.3.3 Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên

Mean 6.40e-16 Median 0.001616 Maximum 0.043999 Minimum -0.056143 Std Dev 0.020085 Skewness -0.399576 Kurtosis 3.708994 Jarque-Bera 4.755487 Probability 0.092760

Kiểm định cặp giả thiết:

: Mô hình (2) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn

: Mô hình (2) có SSNN không tuân theo quy luật phân phối chuẩn

Ta xét tiêu chuẩn Jarque – Bera bằng 0.092760 > 0.05 = nên chưa có cơ sở bác bỏ Vậy mô hình (2) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn

Nhận xét: Mô hình (2) có SSNN tuân theo quy luật phân phối chuẩn.

2.2.3.4 Kiểm định mô hình thiếu biến

Ramsey RESET Test:

Log likelihood ratio 2.234695 Prob Chi-Square(2) 0.3271

Test Equation:

Dependent Variable: LOG(P)

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.938659 S.D dependent var 0.082301S.E of regression 0.020384 Akaike info criterion -4.890042Sum squared resid 0.039056 Schwarz criterion -4.733732Log likelihood 250.5021 Hannan-Quinn criter -4.826781

Prob(F-statistic) 0.000000

Trong hồi quy phụ giá trị FITTED chính là ước lượng cho biến phụ thuộc

Do đó mô hình hồi quy phụ có dạng:

+ Kiểm định cặp giả thiết:

: Mô hình (2) không thiếu biến

: (j=1,2) Mô hình (2) thiếu biến

Ta có P_value kiểm định T bằng 0.3498 > 0.05 = do đó không đủ cơ sở bác bỏ

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (2) không thiếu biến

2.2.3.5 Hiện tượng đa cộng tuyến

Dependent Variable: LOG(PT)

Method: Least Squares

Adjusted R-squared 0.717637 S.D dependent var 0.083611S.E of regression 0.044429 Akaike info criterion -3.370048Sum squared resid 0.193446 Schwarz criterion -3.317945Log likelihood 170.5024 Hannan-Quinn criter -3.348961

Mô hình hồi quy phụ:

logPTt-1 = 1 + 2logPGt +

Kiểm định cặp giả thiết:

H0: R*2= 0 mô hình (2) không có đa công tuyến

H1: R*2 0 mô hình (2) có đa cộng tuyến

Ta có P_value kiểm định F bằng 0.000 < 0.05 = do đó bác bỏ , thừa nhận H1 Vậy

mô hình (2) có đa cộng tuyến

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (2) có đa cộng tuyến

Mức độ đa cộng tuyến:

Nhận xét: Vì VIF(PTt-1)= 3.58 < 6  hiện tượng đa cộng tuyến mô hình (2) là đa cộng tuyến yếu

Loại đa cộng tuyến:

Kiểm định cặp giả thiết:

H0: β1= 0 mô hình (2) đa cộng tuyến hoàn hảo

H1: β1 0 mô hình (2) đa cộng tuyến không hoàn hảo

Ta có P_value kiểm định T bằng 0.000 < 0.05 = do đó bác bỏ , thừa nhận H1 Vậy mô hình (2) có đa cộng tuyến không hoàn hảo

Nhận xét: Với mức ý nghĩa , mô hình (2) có đa cộng tuyến không hoàn hảo