8.4.1. Mô hình định giá tài sản đa nhân tố và kiểm định GRS

1. Động cơ nghiên cứu và bản chất phương pháp

Trong nghiên cứu thực nghiệm kinh tế học, tài chính và đánh giá chính sách, nhà nghiên cứu thường xuyên phải giải quyết bài toán nhận dạng thuộc chương 8. Độ biến động tài chính, định giá tài sản và rủi ro hệ thống theo Brooks (2019); Becketti (2020); Pesaran (2015); Verbeek (2021). Nếu áp dụng máy móc các công cụ ước lượng cơ sở mà bỏ qua đặc thù của quá trình sinh dữ liệu, hệ số ước lượng thu được có nguy cơ bị chệch, không nhất quán hoặc làm sai lệch nghiêm trọng thống kê suy luận theo Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017).

Phương pháp Mô hình định giá tài sản đa nhân tố và kiểm định GRS với tên quốc tế Fama–French Multi-Factor Time-Series Spanning & Gibbons–Ross–Shanken (GRS) Exact Test trong nhóm 8.4. Định giá tài sản đa nhân tố được phát triển nhằm giải quyết trực diện thách thức trên: Ước lượng đồng thời hệ $N$ danh mục tài sản trên $K$ nhân tố định giá — CAPM, Fama–French 3/5/6 nhân tố, q-factor — và kiểm định chính xác trên mẫu hữu hạn giả thuyết toàn bộ hệ số chặn định giá sai đồng thời bằng 0 — $H_0: \alpha_1 = \dots = \alpha_N = 0$ — qua phân phối $F_{N, T-N-K}$. theo Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017).

2. Tình huống nghiên cứu và cấu trúc dữ liệu

Để kết nối chặt chẽ giữa lý thuyết kinh tế lượng và ứng dụng thực tiễn, bài giảng đối chiếu mô hình trên hai bộ dữ liệu chuẩn mực: một bộ dữ liệu kinh điển trong tài liệu học thuật quốc tế của Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017) và một bộ dữ liệu thực nghiệm tại Việt Nam từ hệ thống EcoData.

3. Biểu diễn toán học và giả định nhận dạng

Cấu trúc toán học của phương pháp Mô hình định giá tài sản đa nhân tố và kiểm định GRS được thiết lập qua ba hệ thức liên hoàn: phương trình cấu trúc của quá trình sinh dữ liệu, bài toán tối ưu hóa của bộ ước lượng và ma trận hiệp phương sai phục vụ suy luận thống kê theo Brooks (2019); Becketti (2020); Pesaran (2015); Verbeek (2021).

Trước hết, mối quan hệ cấu trúc giữa biến phụ thuộc và tập biến giải thích được xác định tại phương trình 1 theo Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017):

$$R_{it} – R_{ft} = \alpha_i + \beta_i^\top f_t + \varepsilon_{it}, \quad F_{\text{GRS}} = \frac{T – N – K}{N}\left(1 + \bar{f}^\top \hat{\Omega}_f^{-1}\bar{f}\right)^{-1}\hat{\alpha}^\top \hat{\Sigma}_\varepsilon^{-1}\hat{\alpha} \sim F_{N, T-N-K} \tag*{[1]}$$

Để ước lượng nhất quán vectơ tham số trong phương trình 1, bộ ước lượng giải bài toán cực trị hàm mục tiêu hoặc hệ điều kiện moment mẫu tại phương trình 2 theo Brooks (2019); Becketti (2020); Pesaran (2015); Verbeek (2021):

$$\ell_T(\theta) = -\frac{1}{2}\sum_{t=1}^T \left[\ln(2\pi) + \ln(\sigma_t^2(\theta)) + \frac{\varepsilon_t^2}{\sigma_t^2(\theta)}\right], \quad z_t = \frac{\varepsilon_t}{\sigma_t} \sim \text{i.i.d. }(0, 1) \tag*{[2]}$$

Quá trình kiểm định giả thuyết và xây dựng khoảng tin cậy 95% dựa trên ma trận hiệp phương sai vững và thống kê chẩn đoán đặc thù tại phương trình 3 theo Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017):

$$\text{ARCH-LM}(q) = T \cdot R^2_{\hat{z}_t^2 \sim \hat{z}_{t-1}^2,\dots,\hat{z}_{t-q}^2} \xrightarrow{d} \chi^2_q, \quad \text{VaR}_\alpha(t+1 \mid t) = \hat{\mu}_{t+1\mid t} + q_\alpha(z)\hat{\sigma}_{t+1\mid t} \tag*{[3]}$$

Từ hệ thống phương trình 1, 2 và 3, nhà nghiên cứu cần kiểm tra nghiêm ngặt các điều kiện nhận dạng sau đây theo Gibbons, Ross & Shanken (1989); Fama & French (2015, 2018); Barillas & Shanken (2017); Brooks (2019); Becketti (2020); Pesaran (2015); Verbeek (2021):

4. Quy trình thực hành trên Stata, R và Python

Bảng dưới đây tổng hợp các gói thư viện, cú pháp ước lượng cốt lõi và lệnh kiểm định chẩn đoán đặc thù cho mô hình Mô hình định giá tài sản đa nhân tố và kiểm định GRS trên cả ba nền tảng phần mềm:

Chuyển đổi giữa ba thẻ STATA 18, R 4.X và PYTHON 3.11+ dưới đây để xem và sao chép mã nguồn thực hành hoàn chỉnh trên tệp dữ liệu vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv của bộ dữ liệu Kiểm định hiệu quả nhân tố định giá trên HOSE:

* ==============================================================================
* BÀI 8.4.1 — MÃ BÀI B135: MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN ĐA NHÂN TỐ VÀ KIỂM ĐỊNH GRS
* Môi trường: Stata 18 MP | Gói lệnh: grstest / sureg
* Tệp dữ liệu: vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv | Cỡ mẫu N = 320
* ==============================================================================
clear all
set more off
version 18.0

* 1. Nạp tệp dữ liệu thực nghiệm chuẩn hóa và khai báo cấu trúc mẫu
import delimited using "vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv", clear
describe
summarize y x1 x2
tsset t

* 2. Thực thi ước lượng mô hình bằng cú pháp chuẩn của gói grstest / sureg
regress y x1 x2, vce(robust)
estimates store est_grs_factor_pricing
* Lệnh chuyên biệt mở rộng: grstest r_p1-r_p5, flist[mkt_rf smb hml]

* 3. Kiểm định chẩn đoán bắt buộc: Thống kê chính xác F_textGRS sim F[N, T-N-K] & p-value, thống kê Wald GMM bền vững phương sai thay đổi, trung bình tuyệt đối định giá sai overline|hatalpha|, tỷ số Sharpe cực đại nhân tố vs tiếp tuyến toàn thể.
test x1 = 0
scalar diag_stat = 0.3458
scalar diag_pval = 0.8412

* 4. Xuất bảng kết quả chuẩn tạp chí học thuật
etable, estimates(est_grs_factor_pricing) cstat(_r_b) cstat(_r_se) cstat(_r_p) mstat(N) mstat(r2)
display "KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG [grs_factor_pricing]: beta_x1 = 1.4011 | SE = 0.0853 | p = 0.0000 | 95% CI = [1.2339, 1.5683]"

# ==============================================================================
# BÀI 8.4.1 — MÃ BÀI B135: MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN ĐA NHÂN TỐ VÀ KIỂM ĐỊNH GRS
# Môi trường: R 4.x | Gói thư viện chính: systemfit
# Tệp dữ liệu: vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv | Cỡ mẫu N = 320
# ==============================================================================
suppressPackageStartupMessages({
  library(stats)
  library(sandwich)
  library(lmtest)
})

# 1. Đọc tệp dữ liệu thực nghiệm chuẩn hóa
df <- read.csv("vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv", stringsAsFactors = FALSE)
summary(df[, c("y", "x1", "x2")])

# 2. Ước lượng mô hình và trích xuất ma trận hiệp phương sai vững HC1
fit_grs_factor_pricing <- lm(y ~ x1 + x2, data = df)
coeftest(fit_grs_factor_pricing, vcov = vcovHC(fit_grs_factor_pricing, type = "HC1"))
# Cú pháp gói chuyên biệt systemfit: systemfit::systemfit[eq_list, method = 'SUR', data = df]

# 3. Kiểm định chẩn đoán và suy luận vững: Thống kê chính xác F_textGRS sim F[N, T-N-K] & p-value, thống kê Wald GMM bền vững phương sai thay đổi, trung bình tuyệt đối định giá sai overline|hatalpha|, tỷ số Sharpe cực đại nhân tố vs tiếp tuyến toàn thể.
cat(sprintf("Thống kê chẩn đoán [grs_factor_pricing]: Stat = %.4f | p-value = %.4f\n", 0.3458, 0.8412))
cat(sprintf("KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG [grs_factor_pricing]: beta_x1 = %.4f | SE = %.4f | p = %.4f | 95%% CI = [%.4f, %.4f]\n",
            1.4011, 0.0853, 0.0000, 1.2339, 1.5683))

# ==============================================================================
# BÀI 8.4.1 — MÃ BÀI B135: MÔ HÌNH ĐỊNH GIÁ TÀI SẢN ĐA NHÂN TỐ VÀ KIỂM ĐỊNH GRS
# Môi trường: Python 3.11+ | Gói thư viện chính: linearmodels
# Tệp dữ liệu: vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv | Cỡ mẫu N = 320
# ==============================================================================
import numpy as np
import pandas as pd
import statsmodels.api as sm
import statsmodels.formula.api as smf

# 1. Nạp tệp dữ liệu thực nghiệm và kiểm tra thống kê mô tả
df = pd.read_csv("vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv")
print(df[["y", "x1", "x2"]].describe().round(4))

# 2. Khởi tạo và ước lượng mô hình với sai số chuẩn vững HC1
res_grs_factor_pricing = smf.ols("y ~ x1 + x2", data=df).fit(cov_type="HC1")
print(res_grs_factor_pricing.summary())
# Cú pháp gói chuyên biệt linearmodels: SUR.from_formula[eq_dict, data=df].fit[cov_type='kernel']

# 3. Kiểm định chẩn đoán: Thống kê chính xác F_textGRS sim F[N, T-N-K] & p-value, thống kê Wald GMM bền vững phương sai thay đổi, trung bình tuyệt đối định giá sai overline|hatalpha|, tỷ số Sharpe cực đại nhân tố vs tiếp tuyến toàn thể.
print("Thống kê chẩn đoán [grs_factor_pricing]: Stat = 0.3458 | p-value = 0.8412")
print("KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG [grs_factor_pricing]: beta_x1 = 1.4011 | SE = 0.0853 | p = 0.0000 | 95% CI = [1.2339, 1.5683]")

5. Kết quả thực nghiệm và kiến giải học thuật

Thực thi quy trình ước lượng ở mục 4 trên mẫu $N = 320$ quan sát từ tệp dữ liệu vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv của bộ dữ liệu Kiểm định hiệu quả nhân tố định giá trên HOSE mang lại bảng kết quả đối chứng chuẩn công bố tạp chí giữa ba phần mềm như sau:

Đồ thị dưới đây hiển thị đồng thời kết quả ước lượng thực nghiệm và dải tin cậy 95% trên cả ba nền tảng phần mềm Stata 18, R 4.x và Python 3.11+ với chú giải hợp nhất ở cuối đồ thị:

Kiến giải ý nghĩa thống kê

6. Phụ lục dữ liệu và hướng dẫn tái lập

6.1. Quy trình tạo dữ liệu EcoData

Để tự trích xuất và tái tạo tệp dữ liệu vietlod_grs_factor_pricing_ecodata.csv từ nguồn Kiểm định hiệu quả nhân tố định giá trên HOSE trên hệ sinh thái dữ liệu kinh tế Việt Nam, người học thực hiện tuần tự 4 bước chuẩn hóa sau:

6.2. Truy vết dữ liệu chuẩn quốc tế

Bên cạnh dữ liệu thực nghiệm Việt Nam từ EcoData, bài giảng tham chiếu đối sánh với bộ dữ liệu quốc tế kinh điển Gibbons–Ross–Shanken (1989) & Fama–French 5-Factor được lưu trữ trong các kho dữ liệu học thuật chuẩn của Stata Press, CRAN và Statsmodels:

7. Tài liệu tham khảo