BÀI KIỂM TRA KINH TẾ LƯỢNG

Trang 1

BÀI KIỂM TRA KINH TẾ LƯỢNG

Số liệu giá cổ phiếu HAS (công ty cổ phần xây lắp bưu điện Hà Nội) theo ngày từ 05/01/2004 đến 31/12/2004.

Đặt: Pt là giá cổ phiếu HAS tại thời điểm t

Pt-1 là giá cổ phiếu HAS tại thời điểm t-1

Rt là lợi suất của cổ phiếu HAS tại thời điểm t

Ta tính được lợi suất của cổ phiếu theo công thức sau:

Rt = (Pt – Pt-1)/Pt-1

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

RHAS

Trang 2

2 Thống kê mô tả của RHAS

0

20

40

60

80

100

-0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04

Series: RHAS Sample 1 246 Observations 246 Mean 0.001318 Median 0.000000 Maximum 0.050000 Minimum -0.049618 Std Dev 0.017955 Skewness 0.182356 Kurtosis 4.640813 Jarque-Bera 28.95914 Probability 0.000001

H0 : Chuỗi không dừng

H1 : Chuỗi dừng

ADF Test Statistic -13.95307 1% Critical Value* -3.4586

5% Critical Value -2.8734 10% Critical Value -2.5730

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(RHAS)

Method: Least Squares

Date: 11/23/07 Time: 00:42

Sample(adjusted): 2 246

Included observations: 245 after adjusting endpoints

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

RHAS(-1) -0.899721 0.064482 -13.95307 0.0000

C 0.001117 0.001149 0.972465 0.3318

R-squared 0.444810 Mean dependent var -0.000221

Adjusted R-squared 0.442526 S.D dependent var 0.024003

S.E of regression 0.017922 Akaike info criterion -5.197459

Sum squared resid 0.078050 Schwarz criterion -5.168877

Log likelihood 638.6887 F-statistic 194.6883

Durbin-Watson stat 1.977753 Prob(F-statistic) 0.000000

Nhìn vào bảng ước lượng: DW = 1.977753 >1.96 cho biết ut không tự tương quan.

RHAS là chuỗi dừng với giá trị tới hạn là 1%, 5%, 10% vì bằng tiêu chuẩn

Trang 3

qs= 13.95307 > 0.01= 3.4586

qs= 13.95307 > 0.05= 2.8734

qs= 13.95307 > 0.1= 2.5730

Trang 4

5 Mô hình ARIMA:

Dependent Variable: RHAS

Date: 11/22/07 Time: 23:41

Convergence achieved after 3 iterations

C 0.0104870500955 0.00138643534472 0.756403833433 0.000158333495 AR(7) 0.161064592979 0.0654642962641 2.46034254045 0.0145950653555 R-squared 0.0249051783273 Mean dependent var 0.00114672766659 Adjusted R-squared 0.0207908541852 S.D dependent var 0.0181607775638 S.E of regression 0.0179709969181 Akaike info criterion -5.19178214857 Sum squared resid 0.0765407450643 Schwarz criterion -5.16269040336 Log likelihood 622.417966754 F-statistic 6.05328541633 Durbin-Watson stat 1.77092377011 Prob(F-statistic) 0.0145950653555 Inverted AR Roots .77 .48+.60i .48 -.60i -.17+.75i

-.17 -.75i -.69 -.33i -.69+.33i

Nhìn vào mô hình ước lượng AR(7) thấy hệ số AR(7) = 0.16106 > 0 và Pvalue < 0.05, cho biết lợi suất cổ phiếu trong một phiên giao dịch chịu ảnh hưởng cùng chiều của lợi suất phiên giao dịch.

Từ mô hình trên ta có phần dư RESID01, lấy RESID02 = RESID01^2.

Từ đó ta có lược đồ tự tương quan:

Nhìn vào lược đồ tương quan trên ta se kiểm định mô hình ARCH(1)

Trang 5

6 Kiểm định mô hình ARCH(1)

Method: ML - ARCH (Marquardt)

Date: 11/23/07 Time: 08:01

Convergence not achieved after 500 iterations

Variance backcast: ON

Coefficient Std Error z-Statistic Prob

C 4.08E-05 0.001297 0.031456 0.0049

AR(7) 0.152510 0.052137 2.925197 0.0034

Variance Equation

C 0.000187 1.55E-05 12.09605 0.0000

ARCH(1) 0.416327 0.147359 2.825250 0.0047

R-squared 0.022210 Mean dependent var 0.001147

Inverted AR Roots .76 .48+.60i .48 -.60i -.17+.75i

-.17 -.75i -.69 -.33i -.69+.33i

Hệ số ARCH(1) = 0.416327 > 0, cho biết độ dao động của lợi suất trung bình chịu ảnh hưởng dương của lợi suất cổ phiếu HAS Ngoài ra nhìn vào mô hình cũng thấy được sự sai khác trong độ dao động của lợi suất trung bình.

7 Kiểm định các giả thiết của ARCH(1)

7.1 Kiểm định:

H0 : c = 0 H1 : c > 0

Wald Test:

Equation: EQ01 Null

Hypothesis: C(2)=0

F-statistic 8.5

56776 Probability 037790.0

Chi-square

8.5 56776

Probability 0.0

03442

Kết quả kiểm định cho thấy ở kiểm định F có Pvalue = 0.003779 > 0.05 và kiểm định 2 có Pvalue = 0.003442 < 0.05, vậy bác bỏ H1 Suy ra c > 0.

7.2 Kiểm định nhiễu trắng:

Trang 6

H0 : t là nhiễu trắng

H1 : t không phải là nhiễu trắng

Dependent Variable: D(RESID03)

Date: 11/23/07 Time: 08:10

RESID03(-1) -0.895047 0.065512 -13.66232 0.0000

C 0.000825 0.001163 0.709318 0.4788

Nhìn vào kết quả kiểm định DW = 1.966649 cho biết ut không tự tương quan.

qs= 13.66232 > 0.01= 3.4593

qs= 13.66232 > 0.05= 2.8738

qs= 13.66232 > 0.1= 2.5732

Bằng tiêu chuẩn ADF t là nhiễu trắng với mọi mức  = 1%, 5%, 10%.

Từ hai kết quả kiểm định trên các giả thiết đều được thoả mãn.

Trang 7

8 Ước lượng mô hình GRACH(1)

Method: ML - ARCH (Marquardt)

Date: 11/23/07 Time: 00:32

Convergence achieved after 12 iterations

Variance backcast: ON

Coefficient Std Error z-Statistic Prob

AR(7) 0.108813 0.054090 2.011703 0.0443

Variance Equation

C 1.93E-05 5.17E-06 3.736219 0.0002

ARCH(1) 0.347155 0.091893 3.777817 0.0002

GARCH(1) 0.637356 0.051477 12.38141 0.0000

R-squared 0.019440 Mean dependent var 0.001147

Log likelihood 660.4570 Durbin-Watson stat 1.769569

Inverted AR Roots .73 .45 -.57i .45+.57i -.16 -.71i

-.16+.71i -.66 -.32i -.66+.32i

Nhận xét:

- Sự khác nhau về độ dao động của lợi suất.

- Hệ số của AR(7) = 0.108813 > 0, cho biết lợi suất trung bình có quan

hệ dương với sự thay đổi của lợi suất phiên trước đó

- Hệ số của ARCH(1) = 0.347155 > 0 và Pvalue = 0.0002 < 0.05, cho biết mức độ dao động đó phụ thuộc vào sự thay đổi lợi suất.

- Hệ số của GRACH(1) = 0.637356 > 0 và Pvalue = 0.00 < 0.05, cho biết mức dao động lợi suất còn phụ thuộc mức độ dao động của sự thay đổi này

Mô hình: Rt = 0.108813Rt-7

бt2 = 0.347155U2 t-1 + 0.637356бt-1 2

Trang 8

9 Kiểm định giả thiết mô hình GRACH(1)

H0 : t là nhiễu trắng

H1 : t không phải là nhiễu trắng

Dependent Variable: D(RESID02)

Date: 11/23/07 Time: 01:18

RESID02(-1) -0.896527 0.065512 -13.68487 0.0000

C 0.000872 0.001165 0.748717 0.4548

Nhìn vào kết quả kiểm định DW = 1.969236 cho biết ut không tự tương quan.

qs= 13.68487 > 0.01= 3.4593

qs= 13.68487 > 0.05= 2.8738

qs= 13.68487 > 0.1= 2.5732

Bằng tiêu chuẩn ADF t là nhiễu trắng với mọi mức  = 1%, 5%, 10%.

Trang 9

H0 : c = 0

H1 : c > 0

Wald Test:

Equation: EQ01 Null Hypothesis: C(2) = 0 F-statistic 4.011045 Probability 0.046357 Chi-square 4.011045 Probability 0.045203

Kết quả trên cho thấy kiểm định F và kiểm định 2 đều có Pvalue < 0.05, vậy bác bỏ H0.

H0 : c(3) + c(4) = 1

H1 : c(3) + c(4) < 1

Wald Test:

Equation: EQ01 Null

Hypothesis:

C(3) + C(4) = 1 F-statistic 50

27162

Probability 0.0

00000

Chi-square

50

27162

Probability 0.0

00000

Kết quả trên cho thấy kiểm định F và kiểm định 2 đều có Pvalue =0 < 0.05, vậy bác bỏ H0.

Vậy suy ra các giả thiết trong GRACH(1) đều được thoả mãn Từ đó cũng suy ra mô hình GRACH(1) là mô hình tốt.

Tiêu đề	Bài Kiểm Tra Kinh Tế Lượng
Trường học	Hà Nội University of Science and Technology
Chuyên ngành	Economics
Thể loại	Bài kiểm tra
Năm xuất bản	2004
Thành phố	Hà Nội

Định dạng
Số trang	9
Dung lượng	337,5 KB