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

Chia sẻ: Võ Đình Quốc | Ngày: | Loại File: DOC | Số trang:76

Thêm vào BST

Báo xấu

265
lượt xem 78
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Hiện nay, tình hình kinh tế trong nước nói riêng và tình hình kinh tế thế giới nói chung đang có những biến động rất phức tạp. Là một trong những công ty sản xuất bánh kẹo hàng đầu Việt Nam, Công ty cổ phần Kinh Đô tuy chịu không ít ảnh hưởng của kinh tế trong nước và thế giới nhưng công ty luôn tìm cách để khắc phục những khó khăn và tiếp tục giữ vững vị trí của mình. Công ty cổ phần Kinh Đô được cấp giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh vào ngày 6/9/2002. Cổ phiếu của công ty được...

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Đề tài: PHÂN TÍCH MỘT SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN KINH ĐÔ - KDC

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 giới nói chung đang có những biến động rất phức tạp. Là một trong những công ty sản xuất bánh kẹo hàng đầu Việt Nam, Công ty cổ phần Kinh Đô tuy chịu không ít ảnh hưởng của kinh tế trong nước và thế giới nhưng công ty luôn tìm cách để khắc phục những khó khăn và tiếp tục giữ vững vị trí của mình. Công ty cổ phần Kinh Đô được cấp giấy chứng nhận đăng ký kinh doanh vào ngày 6/9/2002. Cổ phiếu của công ty được niếm yết tại Sở Giao dịch Chứng Khoán Thành Phố Hồ Chí Minh theo giấy phép niêm yết số 39/UBCK-GPNY do Ủy Ban Chứng Khoán Nhà Nước cấp ngày 18/11/2005 với mã cổ phiếu là KDC. Từ đó đến nay hoạt động của công ty trên thị trường chứng khoán liên tục phát triển. Tuy nhiên, công ty cũng chịu nhiều tác đ ộng của các nhân tố làm ảnh hưởng đến giá cổ phiếu của mình. Và để có thể ước lượng được những nhân tố này tác động như thế nào nhóm chúng em chọn đề tài “PHÂN TÍCH MỘT SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU CÔNG TY CỔ PHẦN 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 sự ảnh 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 được nhận ý kiến đóng góp một cách chân thành từ quý thầy cô và các bạn. Chúng em xin chân thành cảm ơn! 1
Chương 1: TỔNG QUAN 1.1 CƠ SỞ LÝ LUẬN 1.1.1 Kinh tế lượng là gì? Kinh tế lượng có thể định nghĩa là sự phân tích về lượng các vấn đề kinh tế hiện thời dựa trên việc vận dụng đồng thời lý thuyết và thực tế được thực hiện bằng các phương pháp suy đoán thích hợp. 1.1.2 Phân tích hồi quy Phân tích hồi quy nghiên cứu mối liên hệ phụ thuộc của một biến (gọi là biến phụ 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 phụ thuộc 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 tr ị tương ứng (Yi, Xi): i = . Ta phải tìm i sao cho nó gần với giá trị thực tế của Yi có thể được, tức là phần dư ei = Yi = Yi i 1 + 2X2) càng nhỏ càng tốt 2
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 các mẫu khác nhau chúng có các giá trị khác nhau = i 1 + Xi có các tính chất sau đây : 2 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= β2ΔX - 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) 3
- Dạng hàm: lnY= β1 + β2lnX - Giá trị biên: β2( ) - 100( ) = β2( ) - Hệ số co dãn: β2 - Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1% thì Y thay đổi β2% 1.1.4.3 Mô hình ln-lin - Dạng hàm: lnY=β1 + β2X - Giá trị biên : β2Y -100( ) = (100β2)ΔX - Hệ số co dãn: β2X - Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1 đơn vị thì Y thay đổi 100β2% 1.1.4.4 Mô hình lin-ln - Dạng hàm: Y = β1 + β2lnX - Giá trị biên: β2 - ΔY = ( ) - Hệ số co dãn : β2 4
- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1% thì Y thay đổi β2/100 đơn vị. 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,tuy nhiên 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 mức 674,3 USD/ounce, so với mức 660,4 USD/ounce của ngày 14/7, khiến cho giá vàng trong nước cũng tăng theo từ 1.290.000 đồng/chỉ lên 1.330.000 đồng/chỉ. 5
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 đ ồng trên lượng 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. Tính thanh khoản đã được cải thiện rất tốt, hàng loạt cổ phiếu, từ hàng đầu cơ đến hàng cơ bản 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 tr ường chứng khoán 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 dựng căn cứ vào giá trị thị trường của tất cả các cổ phiếu được niêm yết. Với h ệ thống chỉ 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: n P1i × Q1i ∑ P × Q ×100 i =1 0 i 0i : 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 6
Nhìn vào công thức tính chỉ số VN-INDEX ở trên ta có thể thấy được mối quan hệ của 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 chứng khoán 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 đ ổi của chỉ số VN-INDEX, tuy nhiên, chỉ số vẫn ở mức độ cao, có sụt giảm nhưng không đáng kể, và trong tháng 9 có thể nói là đã giảm hơn so với thời kì trước. Nếu đối chiếu giữa giá cổ phiếu và chỉ số VN-INDEX thì ta có thể nhìn thấy đ ược s ự thay đổi tương quan 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 xem lại giá của cổ phiếu đó, không chỉ nhằm mục đích là xem lại mà qua đó còn là một thông tin để quyết định đầu tư hay không. Như vậy, giá của cổ phiếu ngày hôm trước cũng đóng góp một phần quan trọng cho sự thay đổi giá trong hiện tại cũng như tương lai. Cũng như giá vàng và chỉ số VN-INDEX nó cũng có những tác động làm cho giá cổ phiếu trong hi ện t ại biến động, 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 theo sát nhau, không thấy biến động lớn nào. Tuy nhiên, giá cổ phiếu này còn ảnh hưởng đến 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 tại nhưng có thể nói ba yếu tố trên là có ảnh hưởng cơ bản nhất. 1.3 TÌNH HÌNH CÔNG TY CỔ PHẦN KINH ĐÔ 7
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 lớn nhất mà hầu hết công ty tại Việt Nam phải đối mặt trong năm 2011 là lạm phát, dẫn đến 3 yếu tố quan trọng là giá nguyên vật liệu tăng cao và không ổn đ ịnh, chi phí về nhân công, điện và nhiên liệu tăng, và cuối cùng là lãi suất ngân hàng tăng, khiến doanh nghiệp vấp phải khó khăn về tài chính. Trong bối cảnh này, công ty đã trải qua một trong những năm tăng tr ưởng tốt nhất 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 nền tảng vững chắc và qui mô kinh doanh rộng để bước vào năm 2011 cũng như l ấy đà vào đầu năm. Hoạt động kinh doanh không chỉ thống nhất mà còn tập trung. Nhận thấy rõ những khó khăn và môi trường kinh tế vi mô thử thách, công ty t ập trung s ử dụng qui mô có được qua sáp nhập và kết quả kinh doanh năm 2011 làm cơ sở tạo đà đạt mục tiêu phát triển bền vững. Sự đồng thuận này và quyết tâm tập trung vào lĩnh vực kinh doanh thực phẩm đã khẳng định lại chiến lược mua bán sáp nhập các công ty thuộc nhiều ngành kinh doanh thực phẩm khác nhau, và từ đó tạo ra những nguyên tắc khung giúp Kinh Đô vận hành tốt hơn trong một môi trường ngày càng nhiều cạnh tranh. 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 trường chứng khoán cùng với cả tâm lý của nhà đầu tư. Thêm vào đó, tâm lý nhà đầu 8
tư cũng bị ảnh hưởng trực tiếp bởi niềm tin người dùng giảm sút khi thị trường chứng khoán vẫn 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 nhiều công ty trì trệ trong suốt năm 2011. Đặc biệt cuối năm 2011 công ty đã phát hành riêng lẻ thêm 10% vốn cổ phần cho Ezaki Glico ở mức giá cao hơn nhiều so với giá thị trường. Cùng với đó, việc phát hành thành công này sẽ giúp cả 2 bên thành lập một liên 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 chung vào 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 tăng 21,7%. 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. 9
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 tiêu dùng, 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% cổ phần 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 10
Bất động sản 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 và Châu 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 tặng trưởng, phát triển mạnh trong tương lai với cách tiếp cận bằng sự khác biệt. Dù môi trường kinh doanh khó khăn và đầy những thách thức trong năm những năm tới nhưng KDC sẽ càng ngày càng phát triển không chỉ đạt lợi nhuận, tăng trưởng về thị phần mà còn là một công ty có uy tín trên thị trường chứng khoán không chỉ trong nước mà còn vươn ra ngoài thế giới. Chương 2: KẾT QUẢ HỒI QUY 2.1 MÔ HÌNH HỒI QUY TUYẾN TÍNH 2.1.1 Xây dựng mô hình 2.1.1.1 Biến phụ thuộc: Pt: Giá cổ phiếu tại thời điểm t 11
2.1.1.2 Các biến độc lập: + VNt: Chỉ số VN-INDEX + PTt-1: Giá cổ phiếu tại thời điểm t-1 + PGt: Giá vàng tại thời điểm t 2.1.1.3 Mô hình hồi quy tổng thể + (1) 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 Date specification trong frequency chọn Daily-5day week.Trong Start date nhập 5/11/2012.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 12
- Vào lại eviews trong cửa sổ Group: UNTITLED/paste. Đặt tên lại cho các biến tại 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. 2.1.2.2 Kết quả eviews 13
Dependent Variable: P Method: Least Squares Date: 11/28/12 Time: 13:48 Sample: 5/11/2012 9/28/2012 Included observations: 100 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PG -0.000189 6.58E-05 -2.877142 0.0049 PT 0.821736 0.045941 17.88668 0.0000 VN 0.002074 0.005500 0.377125 0.7069 C 12.85651 4.806616 2.674752 0.0088 R-squared 0.942051 Mean dependent var 31.99300 Adjusted R-squared 0.940240 S.D. dependent var 2.547261 S.E. of regression 0.622701 Akaike info criterion 1.929677 Sum squared resid 37.22460 Schwarz criterion 2.033884 Log likelihood -92.48383 Hannan-Quinn criter. 1.971851 F-statistic 520.2070 Durbin-Watson stat 1.753477 Prob(F-statistic) 0.000000 Estimation Command: ========================= LS P PG PT VN C Estimation Equation: ========================= P = C(1)*PG + C(2)*PT + C(3)*VN + C(4) Substituted Coefficients: ========================= P = -0.000189381380923*PG + 0.821735578311*PT + 0.00207433177619*VN + 12.8565085516 Mô hình hồi quy mẫu: = 12.85651 – 0.000189PGt + 0.821736PTt-1 + 0.002074VNt + et 14
2.1.2.3 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 0.0088 < 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, chưa có cơ sở bác bỏ H0, vậy không có ý nghĩa thống kê. 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 sẽ tăng 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: 15
Hàm hồi quy tổng thể: + (1) Xét kiểm định: H0: R2 = 0: Mô hình (1) không phù hợp H1: R2 0: Mô hình (1) phù hợp Ta thấy: p_value bằng 0.0000 < 0.05 do đó bác bỏ H0, vậy mô hình hồi quy là phù hợp. Do R2 = 0.942051 nên các biến độc lập như chỉ số VN-INDEX, giá cổ phiếu thời điểm t-1, giá vàng tác động đến giá cổ phiếu tại thời điểm t là 94.2051%, còn 5.7949% còn lại là do các yếu tố khác ngoài mô hình tác động vào 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 F-statistic 1.567462 Prob. F(9,90) 0.1371 Obs*R-squared 13.55062 Prob. Chi-Square(9) 0.1392 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 Included observations: 100 16
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -184.8020 277.1824 -0.666716 0.5067 PG 0.006876 0.008529 0.806214 0.4222 PG^2 -5.83E-08 6.60E-08 -0.883476 0.3793 PG*PT -5.98E-05 7.46E-05 -0.801179 0.4251 PG*VN 4.48E-07 6.85E-06 0.065376 0.9480 PT 3.921493 4.935028 0.794624 0.4289 PT^2 0.007457 0.033845 0.220330 0.8261 PT*VN -0.004364 0.004827 -0.904153 0.3683 VN -0.143412 0.497873 -0.288050 0.7740 VN^2 0.000324 0.000402 0.807815 0.4213 R-squared 0.135506 Mean dependent var 0.372246 Adjusted R-squared 0.049057 S.D. dependent var 0.589909 S.E. of regression 0.575257 Akaike info criterion 1.826641 Sum squared resid 29.78290 Schwarz criterion 2.087158 Log likelihood -81.33206 Hannan-Quinn criter. 1.932077 F-statistic 1.567462 Durbin-Watson stat 2.003601 Prob(F-statistic) 0.137147 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 17
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 F-statistic 3.628407 Prob. F(3,96) 0.0157 Obs*R-squared 10.18403 Prob. Chi-Square(3) 0.0171 Scaled explained SS 11.66748 Prob. Chi-Square(3) 0.0086 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 11/28/12 Time: 13:50 Sample: 5/11/2012 9/28/2012 Included observations: 100 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -4.733239 2.020583 -2.342512 0.0212 PG^2 1.84E-09 6.38E-10 2.879480 0.0049 PT^2 0.000384 0.000645 0.595661 0.5528 VN^2 7.61E-06 5.94E-06 1.279987 0.2036 R-squared 0.101840 Mean dependent var 0.372246 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 F-statistic 3.628407 Durbin-Watson stat 1.895603 Prob(F-statistic) 0.015712 18
Kiểm định phương sai sai số thay đổi White, dùng để kiểm định về hiện tượng phương sai 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 2.1.3.2.1 Kiểm định Breusch-Godfrey Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 1.659881 Prob. F(1,95) 0.2007 Obs*R-squared 1.717239 Prob. Chi-Square(1) 0.1900 Test Equation: 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. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 19
PG -2.52E-05 6.85E-05 -0.368264 0.7135 PT -0.028455 0.050833 -0.559770 0.5770 VN 0.001053 0.005542 0.189913 0.8498 C 1.552496 4.939422 0.314307 0.7540 RESID(-1) 0.145758 0.113135 1.288364 0.2007 R-squared 0.017172 Mean dependent var 1.57E-15 Adjusted R-squared -0.024210 S.D. dependent var 0.613193 S.E. of regression 0.620572 Akaike info criterion 1.932355 Sum squared resid 36.58536 Schwarz criterion 2.062614 Log likelihood -91.61776 Hannan-Quinn criter. 1.985073 F-statistic 0.414970 Durbin-Watson stat 2.022883 Prob(F-statistic) 0.797472 Mô hình hàm hồi quy tổng thể: + (1) Mô hình hồi quy phụ có dạng: + + + Kiểm định cặp giả thuyết: : Mô hình (1) không có tự tương quan bậc nhất : Mô hình (1) có tự tương quan bậc nhất Kiểm định = 1.713176 Vì nên chưa có cơ sở để bác bỏ , mô hình hồi quy (1) không có tự tương quan bậc nhất. Nhận xét: mô hình hồi quy (1) không có tự tương quan bậc nhất 20