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

Luận văn
Đề tài: PHÂN TÍCH MỘT
SỐ YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG
ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU
CÔNG TY CỔ PHẦN KINH
ĐÔ - KDC
1
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 động
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!
2
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/X
i
)= β
1
+ β
2
X
i
được gọi là hàm hồi quy tổng thể (PRF).
Khi đó quan sát Y
i
:
Y
i
= E (Y/X

i
) + u
i
= β
1
+ β
2
X
i
+ u
i
được gọi là mô hình hồi quy tổng thể (PRM)
i
=
1
+
2
X
i
được gọi là hàm hồi quy mẫu (SRF).
Y
i
=
1
+
2
X
i
+ e
i

được gọi là mô hình hồi quy mẫu (SRM).
Vấn đề là phải tìm
i
=
1
+
2
X
i
Giả sử rằng chúng ta có n cặp quan sát của Y và X, cặp quan sát thứ i có giá trị tương
ứng (Y
i
, X
i
): i = . Ta phải tìm
i
sao cho nó gần với giá trị thực tế của Y
i
có thể
được, tức là phần dư
3
e
i
= Y
i

i
= Y
i

1
+
2
X
2
) 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 (X
i
, Y
i
)
b.
1
,
2
là các ước lượng điểm của β
1
, β
2
và là các đại lượng ngẫu nhiên, với các
mẫu 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 e
i
không tương quan với
i
e. Các phần dư e
i
không tương quan với X
i
1.1.4 Các mô hình hồi quy
1.1.4.1 Mô hình hồi quy tuyến tính
- Dạng hàm: Y= β
1
+ β
2
X
- Giá trị biên: β

2
- ΔY= β
2
ΔX
- Hệ số co dãn: β
2
( )
- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng một đơn vị thì Y thay đổi β
2
đơn vị
1.1.4.2 Mô hình tuyến tính log(ln-ln)
- Dạng hàm: lnY= β
1
+ β
2
lnX
- Giá trị biên: β
2
( )
- 100( ) = β
2
( )
4
- Hệ số co dãn: β
2
- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1% thì Y thay đổi β
2
%
1.1.4.3 Mô hình ln-lin
- Dạng hàm: lnY=β

1
+ β
2
X
- Giá trị biên : β
2
Y
-100( ) = (100β
2
)ΔX
- Hệ số co dãn: β
2
X
- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1 đơn vị thì Y thay đổi 100β
2
%
1.1.4.4 Mô hình lin-ln
- Dạng hàm: Y = β
1
+ β
2
lnX
- Giá trị biên: β
2
- ΔY = ( )
- Hệ số co dãn : β
2
- Ý nghĩa của hệ số góc: Khi X tăng 1% thì Y thay đổi β
2
/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
5
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.
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 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 trường 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 hệ 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:
6
100
1
00
11
∑
=
×
×
×
n
i
ii
ii
QP
QP
: Giá hiện hành của cổ phiếu i
: Khối lượng đang lưu hàng của cổ phiếu i
P
0i
: Giá cổ phiếu i thời kì gốc

Q
0i
: 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 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 đổi 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 được sự 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.
7
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 hiện tại 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
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 định, 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 trưởng 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 lấy 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 tập trung sử
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
8
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 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.
9
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. 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
10
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 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.
11
Chương 2: KẾT QUẢ HỒI QUY
2.1MÔ HÌNH HỒI QUY TUYẾN TÍNH
2.1.1 Xây dựng mô hình
2.1.1.1 Biến phụ thuộc:
P
t
: Giá cổ phiếu tại thời điểm t
2.1.1.2 Các biến độc lập:
+ VN
t
: Chỉ số VN-INDEX
+ PT
t-1
: Giá cổ phiếu tại thời điểm t-1
+ PG
t
: 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
12
- 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 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
Dependent Variable: P
13
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 – 0.000189PG
t
+ 0.821736PT
t-1
+ 0.002074VN

t
+ e
t
14
2.1.2.3 Phân tích ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy:
Xét kiểm định:
H
0
: : không có ý nghĩa thống kê
H
1
: 1: có ý nghĩa thống kê
+ : Vì có p_value bằng 0.0088 < 0.05, do đó bác bỏ H
0
, thừa nhận H
1
nên có ý nghĩa thống kê.
+ : Vì có p_value bằng 0.0049 <0.05, bác bỏ H
0
, thừa nhận H
1
nên
có ý nghĩa thống kê.
+ : Vì có p_value bằng 0.0000 < 0.05, bác bỏ H
0
, thừa nhận H
1
nên
có ý nghĩa thống kê.
+ : Vì có p_value bằng 0.7069 > 0.05, chưa có cơ sở bác bỏ H

0,
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.
15
+ 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:
Hàm hồi quy tổng thể:
+ (1)
Xét kiểm định:
H
0
: R
2
= 0: Mô hình (1) không phù hợp
H
1
: R
2
0: Mô hình (1) phù hợp
Ta thấy: p_value bằng 0.0000 < 0.05 do đó bác bỏ H
0
, vậy mô hình hồi quy là phù
hợp.
Do R

2
= 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
16
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
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:
17

+ v
t
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
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.

18
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
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 H
0
,thừa
nhận H
1
. 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
19
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.
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:
+ + +
20
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
2.1.3.2.2 Kiểm định h – Durbin
Ta có:

Tự tương quan âm Không có tự tương quan Tự tương quan dương
-1.96 1.96
21
Như vậy, theo kiểm định h- Durbin ta thấy -1.96 < h < 1.96, do đó mô hình (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
0
2
4
6
8
10
12
14
16
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Series: Residuals
Sample 5/11/2012 9/28/2012
Observations 100
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
22
2.1.3.4 Kiểm định mô hình thiếu biến
Ramsey RESET Test:
F-statistic 2.342369 Prob. F(3,93) 0.0782
Log likelihood ratio 7.284172 Prob. Chi-Square(3) 0.0634
Test Equation:
Dependent Variable: P
Method: Least Squares
Date: 11/28/12 Time: 13:52
Sample: 5/11/2012 9/28/2012
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
PG 0.042183 0.016602 2.540805 0.0127
PT -182.7131 71.89180 -2.541502 0.0127
VN -0.461965 0.181591 -2.543983 0.0126
C -1093.168 437.9388 -2.496165 0.0143
FITTED^2 10.51657 4.144007 2.537778 0.0128
FITTED^3 -0.218867 0.086808 -2.521269 0.0134

FITTED^4 0.001699 0.000679 2.503417 0.0140
R-squared 0.946122 Mean dependent var 31.99300
Adjusted R-squared 0.942646 S.D. dependent var 2.547261
S.E. of regression 0.610037 Akaike info criterion 1.916835
Sum squared resid 34.60950 Schwarz criterion 2.099197
Log likelihood -88.84175 Hannan-Quinn criter. 1.990640
F-statistic 272.1858 Durbin-Watson stat 1.678550
Prob(F-statistic) 0.000000
Mô hình gốc: + (1)
23
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 (1) không thiếu biến
: (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
Dependent Variable: PT
Method: Least Squares
Date: 11/28/12 Time: 13:54
Sample: 5/11/2012 9/28/2012
Included observations: 100
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
PG -0.001173 7.85E-05 -14.94673 0.0000
C 82.31883 3.362834 24.47901 0.0000
R-squared 0.695089 Mean dependent var 32.10200
Adjusted R-squared 0.691977 S.D. dependent var 2.607177

S.E. of regression 1.446978 Akaike info criterion 3.596628
24
Sum squared resid 205.1869 Schwarz criterion 3.648732
Log likelihood -177.8314 Hannan-Quinn criter. 3.617716
F-statistic 223.4049 Durbin-Watson stat 0.250251
Prob(F-statistic) 0.000000
Mô hình hồi quy phụ
PT
t-1
=
1
+
2
PG
t
+
Kiểm định cặp giả thiết:
H
0
: R
*
2
= 0 mô hình (1) không có đa cộng tuyến
H
1
: R
*
2
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 H

1
.
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:
VIF(PT
t-1
) = = = 3.28
Nhận xét: Vì VIF(PT
t-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:
25