GIỚI THIỆU CHUNG
Bối cảnh Việt Nam và lí do chọn đề tài
Lạm phát là chỉ báo kinh tế vĩ mô quan trọng, thường được sử dụng trong phân tích kinh tế Tác động của lạm phát ảnh hưởng rộng rãi đến nhiều lĩnh vực, bao gồm cả thị trường chứng khoán.
Thị trường chứng khoán Việt Nam ra mắt vào ngày 28/07/2000 và đã trải qua hơn một thập kỷ phát triển với nhiều biến động đáng chú ý Theo hình 1.1, thị trường này đã ghi nhận những giai đoạn sinh lợi cao, tuy nhiên, cũng không thiếu những rủi ro và biến động khó lường.
Hình 1.1: Chỉ số VN-Index của thị trường chứng khoán từ 07/2000-06/2012
Hình 1.2: Diễn biến lạm phát Việt Nam từ năm 2000-06/2012
Quan sát mối quan hệ giữa tỉ lệ lạm phát và suất sinh lợi của thị trường chứng khoán cho thấy sự tương quan rõ ràng giữa chỉ số VN-Index và tỉ lệ lạm phát.
Giai đoạn đầu từ năm 2000-2007: Biến động của tỉ lệ lạm phát và suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam là cùng chiều
Trong giai đoạn 2000-2007, thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua sự hình thành và bùng nổ mạnh mẽ, với mức tăng từ 100 điểm lên 571.04 điểm vào ngày 25/06/2001 Tuy nhiên, sau giai đoạn này, thị trường đã trải qua sự sụt giảm và trầm lắng trong 5 năm tiếp theo Sự gia nhập WTO vào cuối năm 2006 đã mở ra cơ hội cho dòng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài, đẩy giá chứng khoán lên cao Sự kỳ vọng của các nhà đầu tư đã dẫn đến việc sử dụng đòn bẩy tài chính mạnh mẽ, góp phần tạo nên kỷ lục 1170.67 điểm vào ngày 12/03/2007 Đồng thời, tình hình lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn này cũng có xu hướng gia tăng và kéo dài, như thể hiện trong biểu đồ lạm phát giai đoạn 2000-2007.
Hai hình ảnh minh họa cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa thị trường chứng khoán và các biến động của nền kinh tế vĩ mô Tuy nhiên, tâm lý bầy đàn đã làm méo mó những mối quan hệ này, dẫn đến sự tăng trưởng quá nóng của thị trường, vượt ra ngoài tầm kiểm soát.
Trước những cảnh báo về hiện tượng bong bóng từ các nhà nghiên cứu, Chính phủ và cơ quan quản lý Nhà nước đã triển khai các biện pháp kiểm soát thị trường nhằm giảm nhiệt, bao gồm chỉ thị 03 và thuế thu nhập cá nhân đối với nhà đầu tư trong lĩnh vực chứng khoán Thị trường giao dịch đã trải qua sự điều chỉnh mạnh mẽ vào năm tháng đầu năm 2007, sau đó phục hồi và tiếp tục thoái trào trong những tháng cuối năm 2007.
Giai đoạn sau từ 2008 đến T6/2012: Biến động của tỉ lệ lạm phát và suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam là ngược chiều
Sau các điều chỉnh từ giữa và cuối năm 2007 nhằm hướng thị trường chứng khoán đến phát triển bền vững, đợt giảm giá mạnh từ năm 2008 đã chỉ ra hậu quả của giai đoạn tăng nóng thiếu kiểm soát trong năm 2006-2007 Giai đoạn này đặc trưng bởi nhiều biến cố xảy ra đồng thời, ảnh hưởng sâu sắc đến thị trường.
Thị trường chứng khoán hiện nay đang chứng kiến sự gia tăng mạnh mẽ về nguồn cung hàng hóa từ các doanh nghiệp nhà nước cổ phần hóa Đặc biệt, những doanh nghiệp lớn với hoạt động kinh doanh hiệu quả đang tận dụng cơ hội này để giảm bớt tỷ lệ vốn nhà nước, tạo ra nhiều cơ hội đầu tư hấp dẫn cho các nhà đầu tư.
- Giá cổ phiếu bị đẩy lên quá cao, vượt quá giá trị thực của tài sản ở giai đoạn
Sự gia tăng lạm phát và tín hiệu xấu từ nền kinh tế vĩ mô đã buộc Ngân hàng Nhà nước phải thắt chặt chính sách tiền tệ Giá dầu và vàng toàn cầu tăng đột biến, trong khi tiền đồng bị phá giá do thay đổi tỷ giá Cán cân thương mại thâm hụt, căng thẳng ngoại tệ gia tăng, và sức ép thu hẹp tín dụng cho vay mua bán chứng khoán cũng đang diễn ra.
Khủng hoảng kinh tế toàn cầu đã dẫn đến sự sụp đổ hàng loạt của các hệ thống ngân hàng và tiền tệ ở nhiều quốc gia.
Thị trường Việt Nam đang đối mặt với nhiều thách thức mới, bao gồm sự sụt giảm mạnh về giá trị, tính thanh khoản kém, và tâm lý ảm đạm của nhà đầu tư Hành vi bán ồ ạt của nhà đầu tư, cùng với sự thoái vốn của nhà đầu tư nước ngoài do khủng hoảng kinh tế toàn cầu và nguy cơ lạm phát quay trở lại, đã tạo ra áp lực lớn cho việc quản lý kinh tế vĩ mô và kiểm soát lạm phát trong nước.
Thị trường chứng khoán Việt Nam trải qua giai đoạn giảm điểm liên tục cho đến năm 2009, khi chỉ số VN-Index chạm đáy 235.5 điểm Sự hồi phục của nền kinh tế toàn cầu và các chính sách kích cầu của Chính phủ đã giúp thị trường đảo chiều, đưa chỉ số VN-Index tăng mạnh lên 494.77 điểm Tuy nhiên, từ năm 2010 đến giữa năm 2012, thị trường chứng khoán lại đi ngang do tâm lý thận trọng của nhà đầu tư, chủ yếu tập trung vào các khoản đầu tư ngắn hạn.
Từ năm 2008 đến tháng 6 năm 2012, lạm phát tại Việt Nam có xu hướng tăng mạnh, đặc biệt trong giai đoạn 2006-2007 Trước khi khủng hoảng kinh tế toàn cầu xảy ra, lạm phát đã tăng từ 6.37% vào năm 2006 lên 18.13% vào năm 2011.
Biểu đồ giai đoạn này minh họa rõ ràng mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ lạm phát và suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, đặc biệt trong khoảng thời gian từ năm 2008 đến giữa năm 2012.
Phân tích chứng khoán không thể thiếu việc xem xét ảnh hưởng của cổ tức cố định và lạm phát, hai yếu tố quan trọng tác động đến giá trị đầu tư Lạm phát không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp niêm yết mà còn gây ra biến động giá cổ phiếu trên thị trường Để hiểu rõ hơn về tác động của lạm phát đến suất sinh lợi thị trường chứng khoán, cần có các phương pháp kiểm định và mô hình phân tích định lượng Chính vì vậy, tác giả quyết định nghiên cứu đề tài này.
Mục tiêu nghiên cứu
Thứ nhất, đo lường độ bất ổn của suất sinh lợi thị trường chứng khoán của chỉ số VN-Index trong giai đoạn 2000-2012
Thứ hai, xác định nhân tố lạm phát có ảnh hưởng tới suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian đó hay không?
Thứ ba, lượng hoá mức độ tác động của tỷ lệ lạm phát tới tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam
Đo lường tác động của cú sốc lạm phát lên rủi ro suất sinh lợi thị trường của chỉ số VN-Index là rất quan trọng, nhằm cung cấp thông tin cần thiết cho các nhà quản lý, công ty niêm yết và nhà đầu tư.
Phương pháp nghiên cứu
Mô hình GARCH được áp dụng để đo lường độ bất ổn của suất sinh lợi chỉ số VN-Index, đồng thời sử dụng mô hình GARCH mở rộng để phân tích tác động của lạm phát đến suất sinh lợi của thị trường.
Ứng dụng hàm phản ứng xung và phân rã phương sai trong mô hình VAR giúp phân tích cơ chế truyền tải cú sốc lạm phát đến suất sinh lợi thị trường Phương pháp này cho phép xác định mức độ ảnh hưởng của lạm phát đến biến động của suất sinh lợi, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa hai yếu tố này trong bối cảnh kinh tế hiện tại.
Nguồn dữ liệu nghiên cứu
Trong bài viết này, tác giả đã khai thác số liệu thống kê từ Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO) và Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) trong giai đoạn từ tháng 07 năm 2000 đến tháng 06 năm 2012.
Bố cục của luận văn
Ngoài phần mở đầu và danh mục các tài liệu tham khảo, bố cục của luận văn bao gồm các phần sau:
- Chương II: Các lý luận về vai trò của lạm phát đến lợi suất đầu tư chứng khoán và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây
- Chương III: Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu
- Chương IV: Kết quả và thảo luận nghiên cứu.
CÁC LÝ LUẬN VỀ VAI TRÕ CỦA LẠM PHÁT ĐẾN LỢI SUẤT ĐẦU TƯ CHỨNG KHOÁN VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TRƯỚC ĐÂY
Các lí luận về vai trò của lạm phát đến lợi suất đầu tư chứng khoán
Theo giả thuyết Fisher, lạm phát không làm ảnh hưởng đến suất sinh lợi thực của cổ phiếu, mà thị trường chứng khoán thực sự hoạt động như một hàng rào bảo vệ chống lại lạm phát Điều này có nghĩa là các nhà đầu tư được bồi thường đầy đủ thông qua sự gia tăng của mức giá chung, dẫn đến suất sinh lợi danh nghĩa tăng đủ để bao gồm tỷ lệ lạm phát và suất sinh lợi thực mà họ yêu cầu Do đó, suất sinh lợi thực sự vẫn giữ nguyên Trong nghiên cứu, nên tập trung vào suất sinh lợi cổ phiếu thực tế thay vì suất sinh lợi danh nghĩa, vì theo giả thuyết Fisher, suất sinh lợi cổ phiếu thực sự phải độc lập với lạm phát Các nghiên cứu thường áp dụng mô hình hồi quy giữa suất sinh lợi chứng khoán và tỷ lệ lạm phát để kiểm chứng giả thuyết này.
Trong công thức, hệ số α biểu thị suất sinh lợi thực, trong khi lạm phát kỳ vọng được dựa trên thông tin quá khứ t-1, và hệ số β đo lường ảnh hưởng của lạm phát kỳ vọng lên suất sinh lợi danh nghĩa Nếu lý thuyết Fisher được xác nhận, giá trị hồi quy của α và β sẽ dương và có ý nghĩa thống kê Ngược lại, nếu hệ số β không có giá trị thống kê, điều này cho thấy biến động lạm phát không ảnh hưởng đến suất sinh lợi cổ phiếu, tức là đầu tư vào cổ phiếu không đảm bảo sẽ bù đắp được biến động lạm phát.
2.1.2 Các tranh luận khác về vai trò của lạm phát đối với chứng khoán:
Lý thuyết Fisher đã được kiểm chứng qua nhiều nghiên cứu kể từ khi ra đời, nhưng không có sự ủng hộ mạnh mẽ từ dữ liệu thực tế về đầu tư chứng khoán Nghiên cứu của Fama và Schwert (1977) trên thị trường chứng khoán Mỹ cho thấy trái phiếu và tín phiếu chính phủ là lá chắn lạm phát an toàn, trong khi cổ phiếu phổ thông không đạt được sự bảo vệ tương tự, với hệ số beta âm trong phương trình hồi quy Nghiên cứu của Gultekin (1983) kiểm tra mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tỷ lệ lạm phát ở 26 quốc gia từ 1947 đến 1979, cho thấy hệ số beta không đồng nhất qua các giai đoạn và giữa các quốc gia, thường nhận giá trị âm trong nhiều trường hợp.
Có hai trường phái giải thích cho các kết quả nghiên cứu về mối quan hệ giữa hoạt động kinh tế và lạm phát Trường phái thứ nhất, giả thuyết hoạt động kinh tế thực, cho rằng hoạt động kinh tế thực có ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát Trường phái thứ hai, giả thuyết cung tiền, cho rằng chính lạm phát và các chính sách kiểm soát lạm phát của chính phủ tác động đến suất sinh lợi của các cơ hội đầu tư, bao gồm cả đầu tư chứng khoán.
Giả thuyết hoạt động kinh tế thực:
Năm 1981, Fama đã tiên phong trong việc nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát và suất sinh lợi đầu tư, cho rằng khi nền kinh tế phát triển mạnh mẽ, cung hàng hóa và dịch vụ sẽ tăng cao hơn so với cung tiền, từ đó giảm lạm phát Ông lập luận rằng tỷ lệ lạm phát cao làm giảm hoạt động kinh tế và nhu cầu thực tế, ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận công ty và dẫn đến giá cổ phiếu giảm Mối tương quan nghịch giữa lạm phát và hiệu quả đầu tư phản ánh những tác động xấu của lạm phát đối với nền kinh tế thực Hơn nữa, Geske và Roll (1983) cũng ủng hộ giả thuyết này, cho rằng sự suy giảm hoạt động kinh tế không chỉ làm giảm giá cổ phiếu mà còn dẫn đến giảm nguồn thu của chính phủ và gia tăng thâm hụt tài chính.
Trong nền kinh tế cạnh tranh, các cơ hội đầu tư đang cạnh tranh gay gắt về nguồn lực vốn, đặc biệt là giữa các thị trường như tiền gửi, chứng khoán, bất động sản và ngoại tệ Thị trường tiền gửi nổi bật với mức độ rủi ro thấp, khiến lãi suất tiền gửi trở thành thước đo quan trọng cho khả năng sinh lợi của các cơ hội đầu tư khác Do đó, vốn sẽ dịch chuyển từ các cơ hội đầu tư có lợi suất thấp sang những cơ hội có lợi suất cao hơn Sự thay đổi trong cung vốn trên thị trường tiền gửi do lãi suất sẽ tác động trực tiếp đến cung vốn trong các thị trường đầu tư phi tiền gửi, đặc biệt là thị trường chứng khoán, từ đó ảnh hưởng đến cầu chứng khoán.
Sự gia tăng cung tiền gửi thường dẫn đến giảm cầu chứng khoán, phản ánh mối quan hệ ngược giữa cung và cầu trên thị trường Khi lãi suất ngân hàng tăng mà lợi nhuận từ chứng khoán không theo kịp, nhà đầu tư sẽ chuyển sang gửi tiền tại ngân hàng, làm tăng cung vốn trên thị trường tiền gửi và giảm vốn cho thị trường chứng khoán, dẫn đến giảm giá chứng khoán và suất sinh lợi Chính sách thắt chặt tiền tệ đột ngột, như tăng lãi suất và dự trữ bắt buộc, cùng với cắt giảm chi tiêu công, là nguyên nhân chính gây giảm cung vốn cho thị trường chứng khoán, từ đó tạo ra những cú sốc làm giảm giá cổ phiếu và suất sinh lợi âm cho đầu tư chứng khoán Nghiên cứu của Goodfriend (2003) và nhóm Bordo, Ducker và Wheelock (2008) đã xác nhận tác động của chính sách tiền tệ đối với thị trường chứng khoán, cho thấy các cú sốc giảm phát tại Mỹ gắn liền với giai đoạn hưng thịnh của thị trường chứng khoán từ 1994-2000, trong khi lạm phát lại đánh dấu suy sụp vào giai đoạn 1973-1974.
Sự cải tiến phương pháp nghiên cứu qua các mô hình
Mô hình hoàn hảo lý thuyết bao gồm các biến độc lập có thể giải thích mọi thay đổi của biến phụ thuộc, nhưng thực tế không có mô hình nào hoàn hảo Việc lựa chọn mô hình đơn giản nhưng vẫn giải thích được sự thay đổi gần với thực tế là rất quan trọng Các nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng để xác định rủi ro và lợi nhuận của cổ phiếu, mô hình định giá tài sản vốn CAPM thường được sử dụng do tính đơn giản và cơ sở lý thuyết vững chắc Tuy nhiên, việc áp dụng mô hình này trong thực tế đã nảy sinh nhiều vấn đề cần chú ý.
Dựa trên nghiên cứu của Harry Markowitz về lý thuyết danh mục và sự phát minh ra danh mục thị trường, William Sharpe đã tiếp tục phát triển nghiên cứu của mình và vào năm 1964, ông giới thiệu mô hình định giá tài sản vốn CAPM.
CAPM phân tích rủi ro của danh mục đầu tư thông qua hai loại rủi ro chính: rủi ro hệ thống và rủi ro không hệ thống Rủi ro hệ thống là rủi ro không thể tránh khỏi, ảnh hưởng đến toàn bộ thị trường, trong khi rủi ro không hệ thống có thể được giảm thiểu hoặc loại bỏ hoàn toàn thông qua việc đa dạng hóa danh mục đầu tư.
Mô hình này cho rằng tỷ suất sinh lợi của một chứng khoán được xác định bằng tỷ suất sinh lợi phi rủi ro cộng với beta của chứng khoán nhân với chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, được gọi là phần bù rủi ro thị trường.
Hệ số beta (β) là chỉ số đo lường mối quan hệ giữa suất sinh lời và rủi ro của chứng khoán Cụ thể, khi beta cao, suất sinh lời kỳ vọng cũng cao, đồng nghĩa với việc rủi ro gia tăng Nếu beta bằng 0, lợi nhuận kỳ vọng tương đương với lợi nhuận không rủi ro (Rf), trong khi beta bằng 1 cho thấy lợi nhuận kỳ vọng tương ứng với lợi nhuận thị trường (E(Rm)) Mối quan hệ giữa lợi nhuận và hệ số rủi ro beta của cổ phiếu được thể hiện qua đường thẳng SML (security market line), cho thấy tính tuyến tính trong mối quan hệ này.
Kể từ khi mô hình CAPM ra đời, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện để đánh giá tính khả thi của nó Một trong những nghiên cứu tiên phong về tỷ suất sinh lợi chứng khoán theo mô hình này là của Basu (1977), sử dụng dữ liệu trong một khoảng thời gian cụ thể để phân tích.
Từ tháng 4/1957 đến tháng 3/1971, Basu đã chỉ ra rằng cổ phiếu có hệ số E/P cao thường mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn so với cổ phiếu có E/P thấp trên các thị trường NYSE, AMEX và NASDAQ Nghiên cứu năm 1983 của ông khẳng định rằng hiệu ứng E/P không chỉ áp dụng cho cổ phiếu vốn hóa nhỏ mà còn cho cổ phiếu vốn hóa lớn Các nghiên cứu của Jaffe, Keim và Westerfield (1989) cũng đồng tình với nhận định này và cho biết hiệu ứng E/P không chỉ xảy ra trong tháng Giêng mà còn trong các tháng khác trong năm Banz (1981) đã phát hiện rằng cổ phiếu của các công ty có vốn hóa nhỏ thường có tỷ suất sinh lợi cao hơn so với cổ phiếu của các công ty vốn hóa lớn trên thị trường NYSE.
Năm 1983, nghiên cứu đã chỉ ra rằng hiệu ứng kích thước công ty có thể được tách biệt khỏi yếu tố E/P, cho thấy rằng các cổ phiếu có kích thước nhỏ thường mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn so với các cổ phiếu lớn, sau khi đã điều chỉnh theo hệ số E/P.
Nghiên cứu tài chính đã mở rộng mô hình CAPM ra ngoài thị trường chứng khoán Hoa Kỳ, bao gồm cả thị trường Nhật Bản Một nghiên cứu nổi bật của Chan, Hamao và Lakonishok (1991) chỉ ra rằng cổ phiếu có hệ số BE/ME cao mang lại lợi suất cao hơn so với cổ phiếu có hệ số BE/ME thấp Thêm vào đó, các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy yếu tố kích thước và tỷ số BE/ME có tác động đáng kể đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu.
Kết quả kiểm định cho thấy rằng sự thay đổi của hệ số trong mô hình CAPM không đủ để giải thích toàn bộ biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu Ngoài hệ số CAPM, tỷ suất sinh lợi cổ phiếu còn chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố khác như yếu tố quy mô và tỷ số E/P.
(Earnings/Price), yếu tố BE/ME (Book-to-Market Equity) và yếu tố hệ số đòn bẩy tài chính (Leverage)
Riêng tại Việt Nam, một vài tác giả đã nêu ra những khó khăn và bất cập trong việc áp dụng mô hình CAPM vào thị trường Việt Nam
Trong mô hình CAPM, beta là biến quan trọng nhất, nhưng việc xác định giá trị của nó đã gây ra nhiều tranh cãi trong nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm Tại Việt Nam, việc xác định beta cũng gặp khó khăn do đa phần nhà đầu tư là cá nhân và thường áp dụng chiến lược đầu tư ngắn hạn, khiến giá cổ phiếu không phản ánh đầy đủ rủi ro doanh nghiệp Theo CAPM, beta đo lường rủi ro của chứng khoán so với danh mục thị trường, nhưng trong bối cảnh thị trường Việt Nam, vai trò của beta trong việc đo lường rủi ro doanh nghiệp trở nên hạn chế Hơn nữa, danh mục thị trường cần bao gồm đầy đủ các lĩnh vực và ngành nghề để có thể phản ánh chính xác rủi ro.
Thị trường chứng khoán Việt Nam chưa phát triển đầy đủ do nhiều ngành vẫn bị chi phối bởi doanh nghiệp nhà nước, và một số ngành mà doanh nghiệp niêm yết chưa đại diện được Phương pháp truyền thống xác định beta thông qua hồi quy biến động giá cổ phiếu và giá thị trường, nhưng TTCK VN còn non trẻ với nhiều nhà đầu tư thiếu kinh nghiệm, dẫn đến giá cả biến động mạnh và đôi khi bị can thiệp bởi chính sách nhà nước Vì vậy, thông tin từ TTCK VN không đủ cả về lượng lẫn chất để xác định beta theo phương pháp hồi quy.
Mô hình CAPM gặp khó khăn khi áp dụng vào thị trường chứng khoán Việt Nam do các giả thuyết không thực tiễn Nó giả định rằng các nhà đầu tư có kỳ vọng giống nhau về mức sinh lợi, điều này khó xảy ra vì mỗi nhà đầu tư có sở thích và cách tiếp cận thông tin khác nhau Hơn nữa, mô hình này cho rằng thị trường vốn là hoàn hảo, điều này không phù hợp với thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam, một thị trường mới nổi và đầy biến động.
Mô hình 3 nhân tố Fama-French
Năm 1992, Fama và French công bố một nghiên cứu quan trọng, tổng hợp các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu như kích thước, đòn bẩy tài chính, E/P, BE/ME và beta từ các sàn NYSE, AMEX và NASDAQ Họ nhận thấy rằng mối quan hệ giữa beta và tỷ suất sinh lợi trung bình không cao trong giai đoạn 1963-1990 Trong khi đó, các yếu tố như quy mô, hệ số đòn bẩy, E/P và BE/ME đều có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ suất sinh lợi Cuối cùng, nghiên cứu chỉ ra rằng BE/ME và quy mô có mối quan hệ mạnh nhất với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, trong khi vai trò của các yếu tố khác như đòn bẩy và E/P bị che lấp khi đưa hai yếu tố này vào mô hình.
Nghiên cứu của Fama-French (1992) cho thấy rằng biến beta trong mô hình CAPM đã không còn hiệu quả trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi Mặc dù William Sharpe, tác giả của mô hình CAPM, khẳng định rằng beta vẫn có giá trị, ông cũng thừa nhận rằng beta không thể phản ánh đầy đủ sự biến động của thị trường và cần bổ sung thêm các biến khác vào mô hình để cải thiện tính chính xác.
Các nghiên cứu thực nghiệm trong nước
Tại Việt Nam, số lượng nghiên cứu chính thức công bố về tác động của tỷ lệ lạm phát lên suất sinh lợi thị trường chứng khoán còn rất hạn chế Theo thống kê, chỉ có hai nghiên cứu được công bố về chủ đề này.
Nghiên cứu của TS Nguyễn Thu Hiền và Đinh Thị Hồng Loan (2009) đã kiểm chứng tác động của lạm phát lên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2005-2008, sử dụng mô hình CAPM, mô hình hồi quy lạm phát và phần dư của mô hình ba nhân tố Fama và French Kết quả cho thấy lạm phát là một yếu tố rủi ro hệ thống, ảnh hưởng đến toàn bộ thị trường chứng khoán cũng như các ngành nghề sản xuất kinh doanh, và các danh mục cổ phiếu phân nhóm theo kích cỡ và hệ thống BE/ME Các hệ số hồi quy của nhân tố lạm phát đều âm, cho thấy rằng sự gia tăng tỷ lệ lạm phát sẽ dẫn đến giảm suất sinh lợi của cổ phiếu.
Trương Hồng Quang và các cộng sự (2011) đã nghiên cứu tác động của lạm phát đến thị trường chứng khoán Việt Nam bằng mô hình hồi quy dự báo chuỗi thời gian Kết quả cho thấy, khi lạm phát ở mức bình thường, một sự gia tăng 1% lạm phát sẽ dẫn đến VN-Index tăng 4.36% Ngược lại, trong điều kiện lạm phát cao như năm 2008, 1% lạm phát có thể khiến VN-Index giảm tới 8.68%, tuy nhiên con số này có thể chỉ mang tính ngắn hạn do mẫu quan sát chưa đủ lớn Nhóm nghiên cứu đề xuất chính phủ thực hiện các chính sách điều chỉnh lạm phát hợp lý từ 5-7%/năm để thúc đẩy thị trường chứng khoán phát triển tích cực Bên cạnh đó, việc chú trọng đến tâm lý nhà đầu tư cũng rất quan trọng, vì đây là yếu tố quyết định đến sự biến động của thị trường.
Ngoài ra, còn có tác giả Lê Tuấn Bách (2010) đã công bố kết quả về đề tài
Luận văn "Phân tích dự báo giá và rủi ro thị trường cổ phiếu niêm yết Việt Nam" đã áp dụng mô hình ARIMA và ARCH/GARCH để xây dựng các phương trình ước lượng giá trị kỳ vọng và phương sai trong điều kiện biến động của suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán Việt Nam Tác giả đã thành công trong việc dự báo giá và rủi ro cho thị trường cổ phiếu niêm yết, tuy nhiên, vẫn còn thiếu sót trong việc đo lường các yếu tố ảnh hưởng đến rủi ro của suất sinh lợi thị trường.
PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
Phương pháp nghiên cứu
Độ bất ổn suất sinh lợi được đo lường bằng đại lượng phương sai hoặc độ lệch chuẩn của chuỗi dữ liệu tỷ suất sinh lời của thị trường
Phương sai (σ 2 ) = E(R i -E(R i ) 2 ) Độ lệch chuẩn (σ) = E(Ri-E(Ri) 2 )
Để đáp ứng ba mục tiêu nghiên cứu, tác giả áp dụng mô hình GARCH (chuỗi thời gian phương sai thay đổi có điều kiện) và mô hình VAR (tự hồi quy véc tơ), kế thừa từ những cải tiến trong phương pháp nghiên cứu đã được trình bày trước đó.
Bài viết dựa trên nghiên cứu của Fatma S Saryal (2007) và S.U.R Aliyu (2010) nhằm đo lường độ bất ổn của suất sinh lợi thị trường chứng khoán thông qua chỉ số VN-Index bằng mô hình GARCH(1,1) Nghiên cứu cũng áp dụng mô hình GARCH mở rộng để kiểm tra ảnh hưởng của lạm phát đối với suất sinh lợi thị trường và xác định mức độ ảnh hưởng này.
Tác giả tiến hành nghiên cứu sâu về cơ chế truyền tải sốc, sử dụng hàm phản ứng xung và phân rã phương sai thông qua mô hình VAR, nhằm phân tích tác động của cú sốc lạm phát.
Mô hình nghiên cứu
Mô hình do Engle và Bollerslev đề xuất vào năm 1986 với tên gọi “Generalised Autogressive Conditional Heteroskedasticity”, và viết tắt là mô hình GARCH
Mô hình GARCH(1,1) có dạng như sau:
Suất sinh lợi của thị trường chứng khoán Việt Nam tại thời điểm t được ký hiệu là R t, trong khi σ t 2 đại diện cho phương sai có điều kiện của suất sinh lời tại thời điểm t Phương sai có điều kiện của suất sinh lời tại thời điểm t-1 được ký hiệu là σt-1 2 Giá trị trung bình kỳ vọng của suất sinh lợi thị trường là μ, và e t là giá trị sai số, với e t ~ N(0,σ t 2) Các hệ số hồi quy ω, α, β có các điều kiện ω > 0, α > 0, β ≥ 0 và α + β < 1.
3.2.2 Mô hình GARCH(1,1) mở rộng:
Mô hình đầu tiên mở rộng từ GARCH (1,1) nhằm ước lượng ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát trong quá khứ đến sự biến động của lợi suất thị trường chứng khoán.
Với: LP t-1 là tỉ lệ lạm phát thời điểm t-1
Mô hình 2 được mở rộng nhằm đánh giá ảnh hưởng của sự biến động tỷ lệ lạm phát đến độ bất ổn của lợi suất thị trường chứng khoán.
Với CLP t-1 là mức thay đổi của tỷ lệ lạm phát ở thời điểm t-1
Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu hàng tháng về chỉ số giá chứng khoán VN-Index và chỉ số giá tiêu dùng CPI của thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 7 năm 2000 đến tháng 6 năm 2012 được thu thập và phân tích.
Thống kê chỉ số VN-Index đóng cửa cuối tháng từ tháng 07/2000 đến 06/2012 được lấy từ trang thống kê giao dịch của Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM (www.hsx.vn), với chỉ số giá VN-Index được thiết lập gốc tại tháng 07 năm 2000.
Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) hàng tháng được thống kê từ Tổng cục Thống kê Việt Nam (www.gso.gov.vn), với mốc gốc là 2000M7 0.
Bài nghiên cứu lựa chọn biến VNI để đại diện cho suất sinh lợi thị trường chứng khoán tại Việt Nam do:
- VNI tại HOSE có thời gian hoạt động dài hơn HNX nên sẽ cung cấp số các chuỗi dữ liệu dài hơn cho nghiên cứu
Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE) có quy mô lớn hơn về giá trị giao dịch, số lượng cổ phiếu niêm yết và giá trị vốn hóa thị trường, do đó, HOSE sẽ là đại diện tốt hơn cho thị trường chứng khoán Việt Nam.
- Thị trường UPCOM, OTC tuy khá lớn về quy mô nhưng dữ liệu không đầy đủ và khó tiếp cận thông tin minh bạch
Tỉ lệ lạm phát có thể được tính toán thông qua các chỉ số như GDP deflator, CPI, và PPI Tuy nhiên, nghiên cứu này chọn chỉ số CPI làm căn cứ chính để tính toán lạm phát.
- Chỉ số GPD deflator được tính toán số liệu theo quý/năm nên không phản ánh thực tế diễn biến sát với thị trường chứng khoán
Chỉ số PPI (Chỉ số giá sản xuất) đo lường giá thành sản xuất hàng hóa và dịch vụ trong nước, không bao gồm hàng nhập khẩu, trong khi CPI (Chỉ số giá tiêu dùng) phản ánh giá cả hàng hóa và sản phẩm trong nước, bao gồm cả hàng nhập khẩu Nhiều doanh nghiệp niêm yết như VNM cần nhập khẩu sữa bột để sản xuất các sản phẩm sữa, DPM mặc dù có thể sử dụng nguyên liệu trong nước nhưng vẫn phải nhập khẩu phân bón để đáp ứng nhu cầu thị trường, và HPG cũng nhập khẩu phôi thép để sản xuất thép thành phẩm.
Chỉ số PPI có thể gây áp lực tăng giá sản phẩm đầu ra và báo hiệu lạm phát tiềm ẩn, nhưng không đảm bảo rằng lạm phát sẽ xảy ra, vì doanh nghiệp có thể lựa chọn giảm lợi nhuận để giữ giá bán ổn định Vì vậy, chỉ số PPI không phản ánh chính xác tình hình lạm phát như chỉ số CPI tại Việt Nam.
Trước khi xử lý các biến trong mô hình, các chuỗi dữ liệu gốc như chỉ số giá chứng khoán VN-Index và chỉ số giá tiêu dùng CPI cần phải được kiểm định yếu tố mùa vụ.
Kết quả kiểm định yếu tố mùa vụ
Tiêu chí Chuỗi CPI Chuỗi VNI
Prob(Kruskal Wallis - Mô hình cộng tính) 0.0000 0.6743
Kết quả từ kiểm định Kruskal-Wallis cho thấy rằng chuỗi CPI có yếu tố mùa vụ với Pro(Kruskal-Wallis) = 0.0000, nhỏ hơn 0.05, ở độ tin cậy 95% Ngược lại, chuỗi VNI không có yếu tố mùa vụ với Pro(Kruskal-Wallis) = 0.6725, lớn hơn 0.05 (Xem thêm tại phụ lục 1)
Để phân tích chính xác, chuỗi CPI cần loại bỏ yếu tố mùa vụ Sử dụng phần mềm Eviews 6.0, tác giả đã điều chỉnh và tách yếu tố này, tạo ra chuỗi CPI_SA.
Gọi R là suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam, R được xác định thông qua chỉ số thị trường chứng khoán VN-Index (VNI) như sau:
Và tỉ lệ lạm phát được xác định thông qua chỉ số giá tiêu dùng sau khi đã điều chỉnh yếu tố mùa vụ (CPI_SA) là:
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ CÁC THẢO LUẬN
Kết quả nghiên cứu
4.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vi: Để xác định tính dừng hay không dừng của chuỗi dữ liệu, tác giả thực hiện kiểm định riêng lẻ từng chuỗi dữ liệu bằng phương pháp Augmented Dickey-Fuller(ADF)
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
So sánh giá trị tuyệt đối của τ tính toán với giá trị τ tra bảng ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% cho thấy chuỗi R và LP là chuỗi dừng ở mức gốc I(0), trong khi chuỗi CPI_SA là chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 I(1).
Suất sinh lợi trung bình hàng tháng của VNI đạt 0.99%, trong khi tỷ lệ lạm phát trung bình là 0,68% mỗi tháng Độ lệch chuẩn của suất sinh lợi chứng khoán là 11.71%, cho thấy rủi ro cao hơn nhiều so với độ lệch chuẩn của tỷ lệ lạm phát chỉ 0.71% Mặc dù suất sinh lợi của VNI cao hơn tỷ lệ lạm phát, nhưng độ bất ổn của chỉ số VN-Index lại lớn hơn đáng kể so với biến động của tỷ lệ lạm phát.
Bảng 4.2: Mô tả thống kê tỷ lệ lạm phát và suất sinh lợi trung bình của TTCK
Biến Suất sinh lợi (R) Tỷ lệ lạm phát (LP)
Hình 4.1: Biến động của tỷ lệ lạm phát và suất sinh lợi của TTCK
4.1.3 Ước lượng suất sinh lợi trung bình của thị trường:
Theo phân tích trước đó, chuỗi suất sinh lợi dừng tại gốc I(0), cho phép ước lượng phương trình suất sinh lợi của thị trường chứng khoán theo mô hình ARMA Tác giả đã quan sát giản đồ tự tương quan của R để xác định các độ trễ p và q cho mô hình ARMA.
Hình 4.2: Giản đồ tự tương quan của R
Giản đồ tự tương quan cho thấy hệ số tự tương quan AC 1 và PAC 1 khác không một cách có ý nghĩa thống kê nên có thể xác định p=1, q=1
Bảng 4.3: So sánh các phương trình ước lượng giá trị suất sinh lợi kì vọng
Chỉ tiêu AR(1) MA(1) ARMA(1,1)
Mô hình AR(1) được đánh giá là hiệu quả nhất do có sai số dự báo thấp nhất so với các mô hình khác Kết quả ước lượng cho thấy rằng mô hình AR(1) không có hệ số trục tung là lựa chọn tối ưu cho việc ước lượng suất sinh lợi trung bình của R, nhờ vào sai số nhỏ nhất mà nó mang lại.
Bảng 4.4: Kết quả ƣớc lƣợng mô hình AR(1)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
S.E of regression 0.107282 Akaike info criterion -1.619694
Sum squared resid 1.622830 Schwarz criterion -1.598878
Log likelihood 115.9983 Hannan-Quinn criter -1.611235
Vậy, phương trình dự báo suất sinh lợi trung bình của thị trường chứng khoán được viết lại như sau:
Giá trị suất sinh lợi trung bình của chỉ số VN-Index tại thời điểm t được xác định bằng 40% suất sinh lợi của giai đoạn trước đó t-1, cho thấy rằng các giá trị kỳ vọng chủ yếu phụ thuộc vào xu hướng của giai đoạn trước Qua việc đối chiếu diễn biến của thị trường chứng khoán gần đây, có thể thấy con số 40% này mang ý nghĩa quan trọng, đặc biệt khi xu hướng thị trường tăng hoặc giảm, dẫn đến suất sinh lợi kỳ vọng của thị trường cũng có sự thay đổi tương ứng theo các phiên giao dịch trước.
4.1.4 Kiểm định ảnh hưởng ARCH:
Trước khi ước lượng các mô hình ARCH(q), việc kiểm tra sự tồn tại của các ảnh hưởng ARCH là rất quan trọng Điều này giúp xác định mô hình nào cần được ước lượng bằng phương pháp ARCH thay vì phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS).
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định ảnh hưởng ARCH
Obs*R-squared 2.803811 Prob Chi-Square(1) 0.0940
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 09/19/12 Time: 13:39 Sample: 2000M09 2012M06 Included observations: 142
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Adjusted R-squared 0.012743 S.D dependent var 0.018747 S.E of regression 0.018627 Akaike info criterion -5.114399 Sum squared resid 0.048576 Schwarz criterion -5.072768 Log likelihood 365.1223 Hannan-Quinn criter -5.097482 F-statistic 2.820002 Durbin-Watson stat 1.894240 Prob(F-statistic) 0.095327
Hình 4.3: Phương sai của R theo mô hình ARCH(1)
Giá trị Chi bình phương là 2.803811, vượt quá giá trị Chi bình phương tra bảng ở mức ý nghĩa 10% với 1 bậc tự do (CHIINV(10%,1)= 2.7055), do đó chúng ta bác bỏ giả thiết H0 Điều này cho thấy có sự ảnh hưởng của mô hình ARCH.
Hình 4.3 minh họa sự biến động của phương sai suất sinh lợi thị trường theo thời gian, cho thấy rằng rủi ro thị trường chứng khoán có những giai đoạn cao và thấp Các giai đoạn này không kéo dài mãi mãi mà có tính tập trung, với những biến động lớn trong suất sinh lợi thường theo sau bởi những thay đổi lớn khác trước khi xu hướng giảm xuống Khi đã đạt đến mức giảm, xu hướng này có vẻ ổn định trong một khoảng thời gian nhất định.
Cần ước lượng phương trình suất sinh lợi kỳ vọng của chỉ số VN-Index bằng phương pháp ARCH, thay vì sử dụng các phương pháp hồi quy tuyến tính bình phương nhỏ nhất.
4.1.5 Ước lượng độ bất ổn suất sinh lợi thị trường:
Tác giả đã áp dụng mô hình GARCH(1,1) để ước lượng và đo lường biến động độ bất ổn suất sinh lợi của thị trường chứng khoán Việt Nam trong khoảng thời gian từ tháng 7 năm 2000 đến tháng 6 năm 2012.
Bảng 4.6: Kết quả ƣớc lƣợng mô hình GARCH(1,1)
Hệ số α=0.25 cho thấy phản ứng của phương sai hay độ lệch chuẩn của suất sinh lợi phản ứng khá mạnh đối với những thay đổi của thị trường
Hệ số β=0.62 chỉ ra rằng mức độ bền vững của phương sai và độ lệch chuẩn của suất sinh lợi không cao Điều kiện α + β
