1 Tóm tắt: Bài nghiên cứu này kiểm định có hay không sự biến đổi trong các biến kinh tế vĩ mô như là những rủi ro mà mang lại được lợi nhuận trong thị trường chứng khoán . Lý thuyết tài chính cho thấy rằng các biến kinh tế vĩ mô sau đây ảnh hưởng mang tính hệ thống đến tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán: chênh lệch giữa lãi suất dài hạn và lãi suất ngắn hạn, lạm phát kỳ vọng và lạm phát ngoài kỳ vọng, sản lượng công nghiệp, và chênh lệch tỷ suất sinh lợi giữa trái phiếu xếp hạng cao và trái phiếu xếp hạng thấp . Chúng tôi thấy rằng các dạng rủi ro trên có ảnh hưởng đáng kể tới giá chứng khoán. Hơn nữa, danh mục thị trường và mức tiêu dùng tổng hợp đều không được định giá riêng biệt. Chúng tôi cũng thấy rằng rủi ro về giá dầu thì không tách biệt với lợi nhuận trong thị trường chứng khoán. I- Giới thiệu Giá tài sản thường được cho là phản ứng nhạy cảm với thông tin kinh tế. Kinh nghiệm hàng ngày dường như ủng hộ quan điểm cho rằng giá tài sản riêng lẻ bị ảnh hưởng bởi hàng loạt các sự kiện ngoài kỳ vọng và một số sự kiện có ảnh hưởng lan rộng đến giá tài sản. Phù hợp với khả năng đa dạng hóa của các nhà đầu tư, lý thuyết tài chính hiện đại đã tập trung vào ảnh hưởng mang tính lan rộng, hoặc mang tính hệ thống,như là nguồn gốc gây ra rủi ro đầu tư. Kết luận chung của lý thuyết là bất cứ khi nào một tài sản cụ thể bị ảnh hưởng bởi thông tin kinh tế có tính hệ thống và không có lợi nhuận thêm nào khi đối mặt với rủi ro đa dạng hoá, thì một phần bổ sung của tỷ suất sinh lợi dài hạn được yêu cầu và đạt được. * Tác giả xin gửi lời cảm ơn đến các trường ĐH của mình, đến các trung tâm nghiên cứu giá chứng khoán, Tố chức khoa học quốc gia đã hỗ trợ nghiên cứu và Ceaja Chan đã hỗ trợ tính toán. Những ý kiến của Bradford Cornell, Eugene Fama, Pierre Hillion, Richard Sweeney, và Arthur Warga là hữu ích nhất, cũng như những ý kiến của người tham gia hội thảo tại Claremont, Graduate School, ĐH Stanford, ĐH Toronto, ĐH California, Irvine, ĐH Alberta, ĐH Chicago và nhiều người khác. ĐH British Columbia đã tạo ra môi trường thúc đẩy nghiên cứu, vì vậy mà một phần của phiên bản đầu tiên đã được viết trong tháng 8 năm 1984. Ví dụ, APT (Ross 1976) và các mô hình của Merton (1973) và Cox, Ingersoll, và Ross (1985) phù hợp với quan điểm này (Jounal of Business, 1986, vol 59. no3) năm 1986 bởi ĐH Chicago. Bản quyền 0021-9398/8615903- 001$0150. 2 Tuy lý thuyết này không còn được nhắc đến, những sự kiện liên quan đến lý thuyết này dường như vẫn ảnh hưởng đến toàn bộ tài sản . Có một sự khác biệt giữa việc bỏ qua tầm quan trọng của các biến trạng thái mang tính hệ thống và sự không hiểu biết đầy đủ về các biến đó. Có một sự dịch chuyển đồng thời của giá tài sản đã cho thấy sự hiện diện của những ảnh hưởng ngoại sinh trong nó, nhưng chúng tôi vẫn chưa xác định được các biến kinh tế nào đã gây ra hiện tượng đó. Bài nghiên cứu của chúng tôi là một sự khám phá trong việc nhận diện được hiện tượng này. Trong Phần II , chúng tôi sử dụng một khung lý thuyết đơn giản để lựa chọn các biến trạng thái mang tính hệ thống. Tại Phần III chúng tôi giới thiệu các dữ liệu và giải thích các phương pháp kỹ thuật được sử dụng để đo lường biến động ngoài kỳ vọng của các biến trạng thái được lựa chọn. Phần IV chúng tôi xem xét các biến trạng thái có giải thích được tỷ suất sinh lợi kỳ vọng hay không. Như một lựa chọn thay thế cho việc ảnh hưởng đến giá của các biến trạng thái xác định bởi mô hình lý thuyết đơn giản của chúng tôi, phần IV xem xét trọng số theo giá trị và trọng số cân bằng của chỉ số thị trường, chỉ số tiêu dùng thực tế, chỉ số giá dầu . Những chỉ số đó là không quan trọng tới việc định giá tài sản khi so sánh với các biến trạng thái được xác định. Phần V tóm tắt những phát hiện của chúng tôi và gợi ý một số hướng nghiên cứu trong tương lai. II- Lý thuyết Không có lý thuyết hợp lý nào lập luận rằng mối quan hệ giữa thị trường tài chính và kinh tế vĩ mô là theo một hướng. Tuy nhiên , giá chứng khoán được xem như phản ứng với các thành phần bên ngoài (thậm chí giá chứng khoán có thể phản ứng lại với các biến khác) . Một số quan điểm cho rằng tất cả các biến số kinh tế đều nội sinh. Chỉ có các hiện tượng tự nhiên, chẳng hạn như sao băng, động đất… là những hiện tượng ngoại sinh thật sự cho nền kinh tế thế giới, nhưng căn cứ vào mô hình định giá tài sản thì những nhân tố hệ thống như trên là vượt quá khả năng hiện tại của chúng tôi. Mục tiêu hiện tại của chúng tôi chỉ đơn thuần là mô hình hóa tỷ suất sinh lợi vốn cổ phần như là một hàm của các biến vĩ mô và tỷ suất sinh lợi của tài sản không phải vốn cổ phần. Do đó bài nghiên cứu này sẽ xem thị trường chứng khoán là nội sinh, liên quan đến các thị trường khác . 3 Theo những tranh luận về đa dạng hóa thì ẩn chứa trong lý thuyết thị trường vốn, chỉ có các biến kinh tế trạng thái tổng thể sẽ ảnh hưởng đến việc định giá thị trường chứng khoán tổng hợp. Một vài biến mang tính hệ thống có ảnh hưởng đến sự vận hành giá cả của nền kinh tế hoặc ảnh hưởng cổ tức sẽ ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán. Thêm vào đó, một số biến là cần thiết để mô tả trạng thái tự nhiên và cũng đồng thời một phần mô tả những nhân tố mang tính rủi ro hệ thống. Ví dụ về biến này không có ảnh hưởng trực tiếp đến dòng tiền hiện tại nhưng nó mô tả được sự thay đổi trong các cơ hội đầu tư được thiết lập. Giá chứng khoán có thể được viết dưới dạng chiết khấu cổ tức kỳ vọng : trong đó c là dòng cổ tức và k là lãi suất chiết khấu. Điều này cho thấy tỷ suất sinh lợi thực tế trong bất kỳ khoảng thời gian nào được cho bởi: Thông thường các thành phần mang tính hệ thống ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi là những nhân tố có thể thay đổi lãi suất chiết khấu k, và dòng tiền kỳ vọng E(c).2 Lãi suất chiết khấu là trung bình của lãi suất qua các thời kỳ, và nó thay đổi cả về mức độ lãi suất và độ lớn của cấu trúc kỳ hạn dọc theo các thời gian đáo hạn khác nhau. Sự thay đổi không kỳ vọng trong lãi suất phi rủi ro sẽ ảnh hưởng đến giá cả, thông qua đó ảnh hưởng đến giá trị dòng tiền tương lai, do đó ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi. 4 Lãi suất chiết khấu cũng phụ thuộc vào phần bù rủi ro, vì vậy, những thay đổi không kỳ vọng trong phần bù rủi ro ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi. Về phía cầu, những thay đổi trong hữu dụng biên gián tiếp của tài sản thực, đo lường cho sự thay đổi của tiêu dùng thực, do đó ảnh hưởng đến giá cả, và sự ảnh hưởng như vậy được xem như là những thay đổi ngoài kỳ vọng trong phần bù rủi ro. Dòng tiền dự kiến sẽ thay đổi về hai mặt thực và danh nghĩa. Những thay đổi trong tỷ lệ lạm phát kỳ vọng sẽ ảnh hưởng đến dòng tiền danh nghĩa kỳ vọng cũng như lãi suất danh nghĩa. Để mở rộng cho việc định giá trong kỳ hạn thực, một mức độ thay đổi giá ngoài kỳ vọng sẽ có ảnh hưởng hệ thống, và để mở rộng cho mối quan hệ giá cả theo lạm phát tổng thể thì có một sự thay đổi trong giá trị tài sản liên quan với sự thay đổi trong tỷ lệ lạm phát trung bình. Cuối cùng, sự thay đổi trong một mức độ kỳ vọng của sản xuất thực tế sẽ ảnh hưởng đến giá trị dòng tiền thực. Mức độ đo lường của phần bù rủi ro không giải thích được sự không chắc chắn trong sản lượng công nghiệp, sự đổi mới trong hoạt động sản xuất sẽ ảnh hưởng tới tỷ suất sinh lợi chứng khoán thông qua tác động của chúng đến dòng tiền. Vì chúng ta chỉ quan tâm vấn đề bằng trực giác , chúng ta đang bỏ qua các điều khoản thứ hai - thứ tự từ các tính toán ngẫu nhiên trong phát sinh eq .(2). Cũng nhận thấy rằng kỳ vọng được thực hiện đối vớ khía cạnh cái neo đo lường giá cả (xem Cox et al.1985 ) và không liên quan đến việc phân phối xác suất thông thường. III- Xây dựng các nhân tố kinh tế: Để xây dựng một tập hợp các biến có liên quan, chúng ta phải xác định phương pháp đo lường và thu thập chuỗi dữ liệu thời gian của những biến động không dự đoán được. Chúng ta có thể tiến hành bằng cách xác định và ước lượng một mô hình tự hồi quy vector (Vector AutoRegressive Model), phần dư của mô hình là những nhân tố thay đổi không dự đoán được. Tuy nhiên, phần dư này không có trong mẫu, cho nên không thể dựa vào lý thuyết mà ta có thể ước lượng phương trình một cách trực tiếp. Đặc biệt, tỷ suất sinh lợi hàng tháng thì gần như là không có hiện tượng tự tương quan, chúng ta có thể sử dụng mà không cần biến đổi. Tác động tổng thể của việc thất bại trong việc lọc ra những biến động kỳ vọng trong biến độc lập dẫn đến vấn đề sai số trong các biến . Để chống lại những sai số nêu trên điều này phải được 5 đánh đổi bằng cách không chỉ rõ ra phương trình ước lượng để xác định biến động kỳ vọng. Một vấn đề tương tự như trên đã xảy ra với mô hình tự hồi quy vector. Bất kỳ phương pháp thống kê nào dựa trên dữ liệu chuỗi thời gian sẽ có độ trễ của tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, có thể dự báo cho các biến kinh tế vĩ mô. Trong phân tích định giá, chúng tôi gián tiếp sử dụng độ trễ của biến thị trường chứng khoán để giải thích tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trên danh mục đầu tư. Bất kỳ những lợi thế kinh tế mà được đề cập, trái ngược với tinh thần của bài nghiên cứu của chúng tôi, điều này cho thấy sự ảnh hưởng đến giá cả của các biến ngoại sinh kinh tế vĩ mô. Vì lý do này, cũng như bất kỳ lý do khác, chúng tôi đã chọn hướng đơn giản cho việc xây dựng các chuỗi thời gian mà chúng tôi sử dụng.3 Trong suốt bài nghiên cứu này chúng tôi áp dụng quy ước đó là ký hiệu thời gian áp dụng vào thời điểm cuối của giai đoạn. Khoảng thời gian tiêu chuẩn là 1 tháng. Do đó, E( |t – 1|) biểu thị sự hoạt động kỳ vọng vào cuối của tháng t - 1 có điều kiện trên các thông tin thiết lập có sẵn vào cuối tháng t - 1, và X (t) biểu thị giá trị của biến X trong tháng t , hoặc sự tăng trưởng chiếm ưu thế từ cuối t -1 cho đến cuối t . 3.Ngoài ra, các thực nghiệm về giá báo cáo danh mục đầu tư sử dụng dưới đây đã gây ra hiện tượng tự tương quan trong lợi nhuận phát sinh từ các hiệu ứng không giao dịch. A.Sản lượng công nghiệp Những chuỗi cơ bản là tỷ lệ tăng trưởng trong sản xuất công nghiệp của Mỹ. Nó được chọn ra từ Survey of Current Business. Nếu IP(t ) – Industrial Production biểu thị tỷ lệ sản xuất công nghiệp trong tháng t, khi đó tốc độ tăng trưởng hàng tháng là và tốc độ tăng trưởng hàng năm là 6 Vì IP(t) thực sự là dòng sản lượng công nghiệp trong tháng t, MP(t) đo lường sự thay đổi trong độ trễ của sản lượng công nghiệp ít nhất là trong một phần của tháng. Để làm cho biến này đồng nhất với các biến khác, việc thống kê biến này sử dụng thời gian 1 tháng. Ngoại trừ những báo cáo thường niên có tính chất mùa vụ, nó là biến nhiễu được xem như là một cú sốc. 7 Chuỗi hàng tháng của tỷ lệ tăng trưởng hàng năm, YP(t), đã được kiểm định bởi vì thị trường vốn có liên quan đến những thay đổi trong hoạt động công nghiệp dài hạn. Bởi vì giá chứng khoán liên quan đến việc xác định giá trị dòng tiền trong khoảng thời gian dài hạn trong tương lai, tỷ suất sinh lợi hàng tháng của chứng khoán không tương quan cao với sự thay đổi sản lượng công nghiệp hàng tháng, mặc dù sự thay đổi đó có thể là những thông tin cần thiết cho việc định giá. Sự thay 8 đổi hàng tháng trong giá chứng khoán có thể phản ánh những thay đổi trong sản lượng công nghiệp kỳ vọng trong tương lai. Vì vậy, phương pháp thống kê tiếp theo chúng tôi sẽ sử dụng thời gian 1 năm cho biến này, tương tự như các biến được sử dụng trong Fama (1981) Vì sự chồng chéo trong chuỗi dữ liệu này, YP(t) được cho là có hiện tượng tự tương quan cao. Một quy tắc được phát triển cho việc dự báo kỳ vọng về YP(t) và một loạt các thay đổi không kỳ vọng trong YP (t), và những thay đổi trong kỳ vọng riêng của nó đã được kiểm định bởi những tác động của nó trong giá cả. Chuỗi kết quả chỉ ra rằng không có lợi thế rõ ràng qua các chuỗi sản phẩm thô, và như một hệ quả, nó được loại bỏ khỏi phân tích. Những kết quả này cho thấy rằng những dãy số này có giá trị trong bài nghiên cứu trước, điều mà có giá trị theo yêu cầu của tác giả. B.Lạm phát: Lạm phát ngoài kỳ vọng được định nghĩa: I(t) được nhận diện hàng tháng, lấy sai phân bậc nhất trong logarit của chỉ số giá tiêu dùng trong giai đoạn t. Chuỗi lạm phát kỳ vọng, cho giai đoạn 1953-78, tìm thấy trong nghiên cứu của Fama và Gibbons (1984). Nếu RHO(t) được biểu thị bởi tỷ lệ lãi suất thực trong khoảng giai đoạn t và TB(t-1) được biểu thị là lãi suất T-bill được lấy vào cuối của giai đoạn t-1 và áp dụng trong giai đoạn t, phương trình Fisher có dạng như sau: Vì vậy, TB(T-1)-19t) đo lường tỷ suất sinh lợi thực của T_bill. Từ phân tích dữ liệu chuỗi thời gian của biến này, Fama và Gibbons (1984) xây dựng dữ liệu thời gian 9 cho E[RHO(t)|t- 1]. Biến lạm phát kỳ vọng được xác định bằng TB(t-1) trừ cho lãi suất thực kỳ vọng của chuỗi thời gian. Biến lạm phát khác là không kỳ vọng và có ảnh hưởng tách biệt từ UI là sự thay đổi trong lạm phát kỳ vọng Chúng tôi gắn biến này với gian đoạn t bởi vì nó không được đề cập đến trong giai đoạn t-1.Theo một cách chặt chẽ, DEI(t) có giá trị trung bình khác 0, dưới giả định rằng lạm phát kỳ vọng theo một cái neo và có thể được xem như là một cú sốc, và nó chứa đựng thông tin không hiện diện trong biến UI. Điều này có thể diễn ra bất cứ khi nào lạm phát dự báo chịu tác động bởi các yếu tố kinh tế hơn là những sai số dự báo trong quá khứ (chú ý rằng, chuỗi UI và DEI bao gồm thông tin trong chuỗi các cú sốc của tỷ lệ lãi suất danh nghĩa T-bill,TB)5. Bên cạnh đó, kết quả của biến lạm phát không lường trc được, UI(t), là không tương quan một cách hoàn hảo với sự thay đổi không lường trc đc trong lãi suất thực. Điều này kế tiếp từ những quan sát rằng Cân bằng Fisher (6) nắm giữ lãi suất thực đúng như mong đợi. Dãy UI(t) có giá trị tương quan nhẹ là .98 với dãy lạm phát không lường trc đc trong Fama (1981). C.Phần bù rủi ro Để xác định tác động của sự thay đổi ngoài kỳ vọng trong phần bù rủi ro lên tỷ suất sinh lợi, chúng tôi sử dụng một biến khác từ thị trường tiền tệ. Biến này được định nghĩa như sau: (Baa & under bond porfolio return: tỷ suất sinh lợi của danh mục trái phiếu xếp hạng Baa và thấp hơn). LGB(t) là tỷ suất sinh lợi của danh mục trái phiếu chính phủ dài hạn lấy từ nghiên cứu của Ibbotson và Sinquefield (1982) cho giai đoạn 1953-78. Từ 1979 đến 1983, 10 LGB(t) được lấy từ dữ liệu nghiên cứu của CRSP. Lặp lại, UPR không phải là một cú sốc chính thức, nhưng bởi vì có sự khác biệt giữa hai chuỗi tỷ suất sinh lợi, nó không tương quan một cách đầy đủ để chúng ta có thể xem như là ngoài kỳ vọng và chúng tôi sẽ sử dụng nó như là các thành phần kinh tế. Chuỗi dữ liệu về tỷ suất sinh lợi của trái phiếu xếp hạng thấp (trái phiếu của các doanh nghiệp không chuyển đổi), nó được lấy từ nghiên cứu từ R.G Ibbotson and Company cho giai đoạn từ năm 1977 trở về trước. Một mô tả chi tiết của mẫu thì được lấy từ Ibbotson (1979). Chuỗi dữ liệu trái phiếu xếp hạng thấp được mở rộng cho tới năm 1983 bằng cách chọn thêm 10 trái phiếu được xếp hạng dưới Baa từ tháng 1/1966. Trước năm 1978,các trái phiếu này vẫn xếp hạng dưới Baa nhưng thời gian đáo hạn của chúng thì ngắn hơn trái phiếu chính phủ dài hạn. 10 trái phiếu này được kết hợp với 3 trái phiếu được chọn ra từ nghiên cứu của Ibbotson vào cuối 1978 để tạo ra một danh mục gồm 13 trái phiếu xếp hạng thấp. Tỷ suất sinh lợi của danh mục này được sử dụng để mở rộng chuỗi dữ liệu của UPR từ 1977 đến 1983. Hai khó khăn với chuỗi dữ liệu này đó là: thứ nhất, việc đánh giá dựa trên kinh nghiệm xem xét lạm phát kể từ giữa năm 1950; thứ hai, chuỗi trái phiếu xếp hạng thấp bao gồm cả những trái phiếu không được xếp hạng. Biến UPR sẽ có giá trị trung bình bằng 0 trong thế giới bàng quang với rủi ro, và đó là điều hiển nhiên bởi vì cách đo lường trực tiếp mức độ e ngại rủi ro tiềm ẩn trong việc định giá (ít nhất là trong một chừng mực nào đó các cơ quan xếp hạng tín nhiệm vẫn tiếp tục duy trì các tiêu chuẩn cho việc phân loại của họ). Chúng tôi hi vọng rằng biến UPR sẽ phản ánh nhiều sự biến động ngoài kỳ vọng của mức độ e ngại rủi ro và của mức độ rủi ro tiềm ẩn trong việc định giá của thị trường chứng khoán. Có tranh luận rằng UPR có ảnh hưởng như một đòn bảy, với những công ty có đòn bảy cao và xếp hạng thấp. Hơn nữa URP được ví như công cụ đo lường của TSSL vốn chủ sở hữu vì sự phân chia quan trọng của giá trị những trái phiếu được xếp hạng bắt nguồn từ hạng của quyền chọn mua (phía sau nợ đảm bảo) như cho chứng khoán phổ thông. D.Cấu trúc kỳ hạn: [...]... Biến sản lượng YP và MP thì có tư ng quan với nhau và với những biến khác ngoại trừ biến DEI và biến UI (hai biến này cũng có sự tư ng quan mạnh mẽ với nhau) Hai biến này có sự tư ng quan với nhau bởi vì cả 2 đều có bao gồm giá trị EI(t), và mối tư ng quan âm giữa DEI và UTS xảy ra là do lý do tư ng tự Một số tư ng quan khác thì đáng kể, nhưng những biến này thì chưa đủ để tư ng quan hoàn toàn, và vì... Biến sản lượng YP và MP thì có tư ng quan với nhau và với những biến khác ngoại trừ biến DEI và biến UI (hai biến này cũng có sự tư ng quan mạnh mẽ với nhau) Hai biến này có sự tư ng quan với nhau bởi vì cả 2 đều có bao gồm giá trị EI(t), và mối tư ng quan âm giữa DEI và UTS xảy ra là do lý do tư ng tự Một số tư ng quan khác thì đáng kể, nhưng những biến này thì chưa đủ để tư ng quan hoàn toàn, và vì... hơn nữa để làm với các quan sát thống kê lớn ,danh mục đầu tư trọng tích cực của các biến ngẫu nhiên có tư ng quan Biến chi tiêu và định giá tài sản Vì lãi suất hiện tại mô hình định giá tài sản dựa trên chi tiêu, chúng tôi cũng xem xét ảnh hưởng của chuỗi tiêu dùng thực Trong mô hình định giá tài sản qua thời gian đủ tốt, tài sản sẽ được định giá theo hiệp phương sai của chúng với tổng (lợi ích biên)... tác động giữa việc định giá và chỉ số thị trường, chúng tôi sử dụng các biến sau: EWNY(t) = return on the equally weighted NYSE index ( tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư có tỷ trọng bằng nhau trên sàn NewYork VWNY(t) = return on the value-weighted NYSE index ( tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư theo giá trị vốn hóa thị trường trên sàn NewYork 12 Các biến này sẽ phản ảnh thông tin thực đối với... của phần bù rủi ro của rủi ro sản xuất hệ thống Tư ng tự, UPR có dấu dương vì các nhà đầu tư riêng lẻ muốn phòng ngừa để chống lại sự gia tăng của những yếu tố không kỳ vọng Vì sự thay đổi trong lạm phát có ảnh hưởng đến sự dịch chuyển của cải các nhà đầu tư, không có giả định nào đủ mạnh về dấu của UI hoặc DEI, nhưng dấu âm trong biến này có nghĩa là tài sản của thị trường chứng khoán được phòng ngừa... thống kê t trung bình cho EWNY nằm trong đoạn 11,7 và 29,9 qua 20 danh mục đầu tư Thống kê t lớn nhất bất kỳ biến khác chỉ là 3,4 không bao gồm ( cho UPR và danh mục đầu tư nhỏ nhất ) , và giảm xuống còn 2,5 khi VWNY đã được bao gồm , và nhất là nhỏ hơn đáng kể Mặc dù chỉ số thị trường giải thích được biến động trong danh mục đầu tư chứng khoán khác , tiếp xúc với ước tính của họ ( bản thử nghiệm của... thì có tính mùa vụ rất cao Như đã đề cập phía trên, hiện tư ng tự tư ng quan trong các biến trạng thái dẫn đến vấn đề sai số trong các biến; điều này làm lệch việc tính toán tỷ suất sinh lợi chứng khoán và làm giảm mức ý nghĩa thống kê của ước lượng Với sự loại trừ các chỉ số thị trường, mối tư ng quan mạnh nhất là giữa UPR và UTS Điều này thì được mong đợi bởi vì cả 2 đều sử dụng dữ liệu trái phiếu trong... có thể lập luận rằng các biến khác thay đổi trong giá cả tư ng đối của hàng hóa tiêu dùng khác nhau hoặc hiệu chỉnh sai số trong đo lường chi tiêu thực Nói theo cách khác, mặc dù phương pháp cập nhật của chúng tôi thì cố gắng để thay đổi các hệ số beta qua thời gian, nó cũng có thể được lập luận rằng các yếu tố có tư ng quan với những thay đổi như vậy (xem Cornell [ 19.811 cho một cuộc thảo luận về khả... tư ng quan hoàn toàn, và vì thế không có biến nào có thể thay thế cho nhau Bảng 3 trình bày hiện tư ng tự tư ng quan giữa các biến trạng thái cho toàn bộ thời kỳ từ 1/1953 cho đến 11/1983 Không có gì đáng ngạc nhiên bởi vì như kỳ vọng thì YP tự tư ng quan cao Một cách tổng thể các biến cho thấy một hiện tư ng tự tư ng quan yếu, và rất nhiều biến trong đó có độ trễ mùa vụ 12 tháng Với chuỗi dữ liệu MP, đặc... quan hoàn toàn, và vì thế không có biến nào có thể thay thế cho nhau Bảng 3 trình bày hiện tư ng tự tư ng quan giữa các biến trạng thái cho toàn bộ thời kỳ từ 1/1953 cho đến 11/1983 Không có gì đáng ngạc nhiên bởi vì như kỳ vọng thì 15 YP tự tư ng quan cao Một cách tổng thể các biến cho thấy một hiện tư ng tự tư ng quan yếu, và rất nhiều biến trong đó có độ trễ mùa vụ 12 tháng Với chuỗi dữ liệu MP, . thuyết tài chính hiện đại đã tập trung vào ảnh hưởng mang tính lan rộng, hoặc mang tính hệ thống,như là nguồn gốc gây ra rủi ro đầu tư. Kết luận chung của lý thuyết là bất cứ khi nào một tài sản. suất sinh lợi của danh mục đầu tư có tỷ trọng bằng nhau trên sàn NewYork. VWNY(t) = return on the value-weighted NYSE index ( tỷ suất sinh lợi của danh mục đầu tư theo giá trị vốn hóa thị trường. một số hướng nghiên cứu trong tư ng lai. II- Lý thuyết Không có lý thuyết hợp lý nào lập luận rằng mối quan hệ giữa thị trường tài chính và kinh tế vĩ mô là theo một hướng. Tuy nhiên , giá