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 rất đa dạng và ảnh hưởng đến nhiều lĩnh vực, trong đó có thị trường chứng khoán.
Thị trường chứng khoán Việt Nam chính thức ra mắt vào ngày 28/07/2000 và đã trải qua hơn mười năm phát triển với nhiều biến động đáng chú ý Qua hình 1.1, có thể thấy rằng thị trường này đã trải qua 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 sự biến động của tỷ lệ lạm phát cho thấy có mối tương quan giữa suất sinh lợi của chỉ số VN-Index và tỷ 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.
Từ năm 2000 đến 2007, thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua giai đoạn hình thành và bùng nổ, với điểm số tăng từ 100 lên 571.04 vào ngày 25/06/2001 Tuy nhiên, sau đó thị trường đã sụt giảm trong 5 năm tiếp theo cho đến khi Việt Nam gia nhập WTO vào cuối năm 2006, thu hút dòng vốn đầu tư nước ngoài và đẩy giá chứng khoán lên cao Sự lạc quan thái quá của nhà đầu tư đã dẫn đến kỷ lục 1170.67 điểm vào ngày 12/03/2007 Đồng thời, tình hình lạm phát trong giai đoạn này cũng có xu hướng gia tăng kéo dài, như thể hiện qua biểu đồ tại Hình 1.2.
Hai hình ảnh minh họa cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa thị trường chứng khoán và các biến động kinh tế vĩ mô Tuy nhiên, tâm lý bầy đàn đã làm méo mó các mối quan hệ này, dẫn đến tình trạng thị trường tăng trưởng quá nóng và vượt khỏi sự kiểm soát.
Trước cảnh báo về hiện tượng bong bóng, Chính phủ và cơ quan quản lý Nhà nước đã thực hiện các biện pháp kiểm soát thị trường để giảm nhiệt, bao gồm chỉ thị 03 và thuế thu nhập cá nhân đối với nhà đầu tư chứng khoán Thị trường giao dịch đã có sự điều chỉnh mạnh mẽ trong năm tháng đầu năm 2007, sau đó hồi phục và tiếp tục thoái trào vào 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 đợt điều chỉnh giữa và cuối năm 2007, thị trường chứng khoán Việt Nam đã hướng tới phát triển bền vững, nhưng sự giảm giá mạnh từ năm 2008 đã chỉ ra những hậu quả nghiêm trọng của giai đoạn tăng trưởng nóng thiếu kiểm soát từ 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 đáng kể về hàng hóa cung ứng từ các doanh nghiệp nhà nước cổ phần hóa, đặc biệt là những doanh nghiệp lớn có hiệu quả kinh doanh cao Những doanh nghiệp này đang tận dụng thời cơ để giảm bớt vốn nhà nước, tạo cơ hội cho nhà đầu tư tham gia vào thị trường.
- Giá cổ phiếu bị đẩy lên quá cao, vượt quá giá trị thực của tài sản ở giai đoạn 2007.
Tín hiệu xấu từ nền kinh tế vĩ mô, đặc biệt là sự gia tăng lạm phát, đã buộc Ngân hàng Nhà nước phải thắt chặt chính sách tiền tệ Đồng thời, giá dầu và vàng trên thế giới tăng đột biến, dẫn đến việc phá giá tiền đồng qua việc điều chỉnh 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 là những hệ quả đáng chú ý.
Khủng hoảng kinh tế toàn cầu đã dẫn đến sự sụp đổ hàng loạt của các hệ thống ngân hàng và tiền tệ trên khắp thế giới.
Thị trường Việt Nam đang đối mặt với nhiều thách thức mới do sự sụt giảm mạnh của thị giá, tính thanh khoản kém và tâm lý ảm đạm của nhà đầu tư Hành vi bán ồ ạt của nhà đầu tư, cùng với việc thoái vốn của nhà đầu tư nước ngoài, đã gia tăng áp lực trong bối cảnh khủng hoảng kinh tế toàn cầu và nguy cơ lạm phát quay trở lại, đặt ra yêu cầu cao trong việc quản lý kinh tế vĩ mô và kiểm soát lạm phát.
Thị trường chứng khoán Việt Nam đã 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, tăng mạnh lên 494.77 điểm Tuy nhiên, từ năm 2010 đến giữa năm 2012, thị trường 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 gia tăng mạnh mẽ, đặc biệt từ giai đoạn 2006-2007 cho đến khi khủng hoảng kinh tế toàn cầu bùng phát Trong thời gian này, tỷ lệ lạm phát đã tăng từ 6.37% vào năm 2006 lên đến 18.13% vào năm 2011.
Biểu đồ giai đoạn này minh họa mối quan hệ ngược chiều giữa tỉ lệ lạm phát và suất sinh lợi của thị trường chứng khoán, đặc biệt rõ ràng trong khoảng thời gian từ năm 2008 đến tháng 6 năm 2012.
Phân tích chứng khoán không thể thiếu việc xem xét ảnh hưởng của lạm phát đến cung cầu và giao dịch, đặc biệt là với chứng khoán có cổ tức cố định Lạm phát tác động trực tiếp đến giá trị các khoản đầu tư chứng khoán, tạo ra rủi ro cơ bản trong đầu tư Hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp niêm yết cũng bị ảnh hưởng bởi lạm phát, dẫn đến biến động giá cổ phiếu Để hiểu rõ hơn về tác động của lạm phát lên suất sinh lời, cần kiểm định mối quan hệ này và tìm kiếm mô hình phân tích định lượng phù hợp Đây chính là lý do tác giả chọn 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 đến rủi ro suất sinh lợi của chỉ số VN-Index là cần thiết để cung cấp thông tin hữu ích 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 nhằm 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 của thị trường Phương pháp này cho phép hiểu rõ hơn về tác động của lạm phát đối với hiệu suất đầu tư, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về các yếu tố ảnh hưởng đến thị trường tài chính.
Nguồn dữ liệu nghiên cứu
Trong luận văn này, tác giả đã sử dụng 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 7 năm 2000 đến tháng 6 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 TƢ 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 ảnh hưởng đến suất sinh lợi thực của cổ phiếu, vì thị trường chứng khoán hoạt động như một hàng rào chống lại lạm phát Các nhà đầu tư được bồi thường bằng sự gia tăng mức giá chung thông qua suất sinh lợi danh nghĩa từ chứng khoán, 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 không bị ảnh hưởng bởi lạm phát Khi nghiên cứu, nên sử dụng suất sinh lợi cổ phiếu thực tế thay vì suất sinh lợi danh nghĩa, vì suất sinh lợi cổ phiếu thực sự phải độc lập với lạm phát Để kiểm chứng giả thuyết này, các nghiên cứu thường áp dụng mô hình hồi quy giữa suất sinh lợi chứng khoán và tỷ lệ lạm phát.
Trong công thức, hệ số α đại diện cho suất sinh lợi thực và lạm phát kỳ vọng được xây dựng từ thông tin trong quá khứ Hệ số β đo lường tác động của lạm phát kỳ vọng lên suất sinh lợi danh nghĩa Nếu lý thuyết Fisher được xác nhận, giá trị 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 lạm phát không ảnh hưởng đến suất sinh lợi cổ phiếu, tức là đầu tư vào cổ phiếu không đảm bảo bù đắp được biến động lạm phát.
2.1.2 Các tranh luận khác về vai trò của lạm phát đối với chứng khoán:
Nghiên cứu kiểm chứng lý thuyết Fisher đã diễn ra liên tục từ khi lý thuyết này ra đời, tuy nhiên, các dữ liệu thực tế về đầu tư chứng khoán không hoàn toàn ủng hộ lý thuyết này Cụ thể, nghiên cứu của Fama và Schwert (1977) trên thị trường chứng khoán Mỹ từ năm 1953 đến 1971 cho thấy trái phiếu và tín phiếu chính phủ là công cụ bảo vệ lạm phát hiệu quả, trong khi cổ phiếu phổ thông lại không có khả năng này, với hệ số beta trong hồi quy có giá trị âm Tương tự, nghiên cứu của Gultekin (1983) về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi cổ phiếu và tỷ lệ lạm phát ở 26 quốc gia (không tính Mỹ và Anh) từ 1947 đến 1979 cho thấy hệ số beta không đồng nhất giữa các giai đoạn và quốc gia, nhưng phần lớn đều có giá trị âm.
Có hai trường phái giải thích cho các kết quả liên quan đến lạm phát và suất sinh lợi đầu tư Trường phái thứ nhất, giả thuyết hoạt động kinh tế thực, cho rằng hoạt động kinh tế thực ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát Trường phái thứ hai, giả thuyết cung tiền, cho rằng 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:
Fama là người tiên phong cho giả thuyết cho rằng khi hoạt động kinh tế diễn ra thuận lợi, cung hàng hoá và dịch vụ tăng cao hơn so với cung tiền, từ đó làm giảm lạm phát và tạo ra mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ lệ lạm phát và suất sinh lợi đầu tư cổ phiếu Ông lập luận rằng lạm phát cao sẽ làm giảm hoạt động kinh tế và nhu cầu thực, ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận công ty và dẫn đến giá cổ phiếu giảm Sự bất ổn của lạm phát có thể gây ra biến động lợi nhuận biên, phản ánh hậu quả xấu của lạm phát đối với nền kinh tế Hơn nữa, Geske và Roll (1983) cũng ủng hộ giả thuyết này khi chỉ ra rằng hoạt động kinh tế giảm không chỉ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu mà còn làm giảm nguồn thu của chính phủ và gia tăng thâm hụt tài chính.
Trong nền kinh tế cạnh tranh, các cơ hội đầu tư phải đối mặt với sự cạnh tranh 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 khả năng sinh lợi của các cơ hội đầu tư khác Vốn có xu hướng chuyển từ những cơ hội đầu tư sinh lợi thấp sang những cơ hội sinh lợi cao hơn Do đó, sự thay đổi về lượng cung vốn trên thị trường tiền gửi do lãi suất sẽ tác động trực tiếp đến cung vốn trên thị trường đầu tư phi tiền gửi, đặc biệt là thị trường chứng khoán, ảnh hưởng đến cầu chứng khoán trong thị trường này.
Sự gia tăng cung tiền gửi thường dẫn đến giảm cầu chứng khoán, phản ánh sự tương quan giữa cung và cầu trên thị trường tiền gửi và thị trường chứng khoán Khi lãi suất ngân hàng tăng mà lợi nhuận của các công ty phát hành chứng khoán không theo kịp, nhà đầu tư có xu hướng gửi tiền tại ngân hàng, làm tăng cung vốn trên thị trường tiền gửi và giảm vốn cho thị trường chứng khoán, từ đó kéo theo sự giảm giá chứng khoán và suất sinh lợi đầu tư Chính sách thắt chặt tiền tệ như tăng lãi suất và dự trữ bắt buộc, cùng với cắt giảm chi tiêu công, có thể gây cú sốc cho thị trường chứng khoán, dẫn đến giảm giá cổ phiếu và suất sinh lợi âm Nghiên cứu của Goodfriend (2003) và Bordo, Ducker và Wheelock (2008) đã chỉ ra rằng các cú sốc giảm phát tại Mỹ tương ứng với giai đoạn thịnh vượng của thị trường chứng khoán 1994-2000, trong khi thời kỳ lạm phát lại gắn liền với suy thoái của thị trường chứng khoán 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 sự thay đổi của biến phụ thuộc, nhưng trên thực tế không tồn tại mô hình hoàn hảo Việc lựa chọn mô hình đơn giản, có khả năng giải thích gần nhất với thực tế là cần thiết Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy 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 phát sinh nhiều vấn đề cần được xem xét.
Dựa trên nghiên cứu của Harry Markowitz về lý thuyết danh mục, William Sharpe đã phát triển mô hình định giá tài sản vốn CAPM vào năm 1964, tiếp tục mở rộng khái niệm về danh mục thị trường.
CAPM phân tích rủi ro danh mục đầu tư thông qua hai loại rủi ro: rủi ro hệ thống và rủi ro không hệ thống Rủi ro hệ thống là rủi ro thị trường mà mọi nhà đầu tư đều phải đối mặt, không thể tránh khỏi ngay cả khi đã đa dạng hóa danh mục Ngược lại, rủi ro không hệ thống là rủi ro 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 cách cộng tỷ suất sinh lợi phi rủi ro với beta của chứng khoán nhân với chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi thị trường và tỷ suất sinh lợi phi rủi ro, hay còn gọi là phần bù rủi ro thị trường.
Hệ số beta cao đồng nghĩa với suất sinh lời cao nhưng cũng tiềm ẩn nhiều rủi ro hơn Cụ thể, khi beta bằng 0, lợi nhuận kỳ vọng đạt mức không rủi ro (Rf), trong khi beta bằng 1 phản ánh 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).
Kể từ khi mô hình CAPM ra đời, đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm và tranh cãi về tính ứng dụng của nó Nghiên cứu đáng chú ý đầu tiên về tỷ suất sinh lợi chứng khoán dựa trên mô hình này là của Basu (1977), sử dụng dữ liệu trong một khoảng thời gian cụ thể.
Từ tháng 4/1957 đến tháng 3/1971, Basu đã chỉ ra rằng cổ phiếu có tỷ lệ E/P cao thường mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn so với cổ phiếu có E/P thấp trên các sàn giao dịch 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, đồng thời cho thấy hiệu ứng E/P không chỉ xảy ra trong tháng Giêng mà còn trong các tháng khác trong năm Nghiên cứu của Banz (1981) trên TTCK New York cũng phát hiện rằng cổ phiếu của các công ty vốn hóa nhỏ có tỷ suất sinh lợi cao hơn so với cổ phiếu vốn hóa lớn.
Nghiên cứu năm 1983 cho thấy hiệu ứng kích thước công ty có thể tách rời khỏi yếu tố E/P, với các cổ phiếu có kích thước nhỏ thường mang lại tỷ suất sinh lợi cao hơn so với cổ phiếu lớn, sau khi đã điều chỉnh hệ số E/P.
Nghiên cứu tài chính đã áp dụng mô hình CAPM không chỉ ở thị trường chứng khoán Hoa Kỳ mà còn ở các quốc gia có nền kinh tế phát triển khác Chẳng hạn, nghiên cứu của Chan, Hamao và Lakonishok (1991) về thị trường chứng khoán Nhật Bản cho thấy rằng cổ phiếu có hệ số BE/ME cao mang lại lợi suất cao hơn so với những cổ phiếu có hệ số BE/ME thấp Các kết quả thực nghiệm trên các thị trường chứng khoán cũng chỉ ra rằng kích thước và tỷ số BE/ME đều ảnh hưởng 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 thể hoàn toàn giải thích sự biến động của tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, mà còn bị 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.
Beta là yếu tố quan trọng nhất trong mô hình CAPM, nhưng việc xác định giá trị của beta đã gây ra nhiều tranh cãi trong các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm Tại Việt Nam, việc xác định beta gặp khó khăn do đa phần nhà đầu tư là cá nhân và thường đầu tư theo chiến lược ngắn hạn, khiến giá cổ phiếu không phản ánh đầy đủ rủi ro của doanh nghiệp Theo mô hình 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 Để danh mục thị trường chính xác, cần bao gồm đầy đủ các lĩnh vực và ngành nghề trong nền kinh tế.
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 chưa có doanh nghiệp niêm yết đại diện Phương pháp truyền thống xác định beta thông qua hồi quy biến động giá cổ phiếu và giá thị trường, nhưng với thị trường còn non trẻ và thiếu kinh nghiệm của nhà đầu tư, giá cả thường xuyên biến động và có thể bị can thiệp bởi chính sách nhà nước Do đó, thông tin từ thị trường chứng khoán Việt Nam không đủ cả về lượng lẫn chất để xác định beta theo phương pháp hồi quy.
Việc áp dụng mô hình CAPM vào thị trường chứng khoán Việt Nam gặp nhiều hạn chế do những giả thuyết không thực tiễn Mô hình này giả định rằng các nhà đầu tư có kỳ vọng giống nhau về mức sinh lợi của tài sản, điều này khó xảy ra trong thực tế khi mà sở thích và cách tiếp cận thông tin của các nhà đầu tư là khác nhau Thêm vào đó, CAPM cũng cho rằng thị trường vốn là hoàn hảo, một giả định không phù hợp với thực trạng của thị trường chứng khoán Việt Nam, nơi mà thị trường còn mới nổi và thường xuyên biến động.
Mô hình 3 nhân tố Fama-French
Năm 1992, Fama và French công bố một nghiên cứu quan trọng, trong đó họ phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên các sàn NYSE, AMEX và NASDAQ Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa beta và tỷ suất sinh lợi trung bình trong giai đoạn 1963-1990 là không cao Ngược lại, các yếu tố như quy mô, đòn bẩy tài chính, E/P và BE/ME đều có tác động đáng kể đến tỷ suất sinh lợi Đặc biệt, BE/ME và quy mô được xác định là hai yếu tố có mối quan hệ mạnh mẽ nhất với tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, trong khi vai trò của các yếu tố khác như đòn bẩy và E/P bị giảm sút khi đưa vào mô hình.
Dựa trên kết quả nghiên cứu, Fama-French (1992) kết luận rằng biến beta trong mô hình CAPM đã mất đi giá trị giải thích tác động của tỷ suất sinh lợi Mặc dù William Sharpe, tác giả của mô hình CAPM, bảo vệ rằng beta không chết, 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.
Các nghiên cứu thực nghiệm trong nước
Tại Việt Nam, số lượng công trình nghiên cứu chính thức về tác động của tỷ lệ lạm phát đối với suất sinh lợi thị trường chứng khoán còn rất hạn chế Theo thống kê, hiện 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 thông qua các mô hình hồi quy khác nhau 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 Đồng thời, lạm phát tác động đến các danh mục cổ phiếu phân nhóm theo kích cỡ và hệ thống BE/ME Các hệ số hồi quy cho thấy lạm phát có mối quan hệ âm với suất sinh lợi cổ phiếu, tức là sự gia tăng tỷ lệ lạm phát sẽ dẫn đến giảm suất sinh lợi.
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, với lạm phát thông thường, 1% lạm phát có thể làm VN-Index tăng 4.36%, trong khi lạm phát cao như năm 2008 khiến VN-Index giảm tới 8.68% cho mỗi 1% gia tăng Tuy nhiên, do mẫu quan sát trong giai đoạn lạm phát cao chưa đủ lớn, con số này có thể chỉ mang tính ngắn hạn Nhóm tác giả đề xuất các chính sách điều chỉnh mức lạm phát hợp lý (5-7%/năm) để hỗ trợ sự phát triển của thị trường chứng khoán và nâng cao VN-Index Bên cạnh đó, việc quan tâm 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 ước lượng giá trị kỳ vọng và phương sai trong điều kiện biến động của suất sinh lợi Tác giả đã thành công trong việc dự báo giá và rủi ro cho thị trường chứng khoán Việt Nam, tuy nhiên, vẫn cần nghiên cứu thêm về 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 (σ²) được tính theo công thức E(Ri - E(Ri)²), trong khi độ lệch chuẩn (σ) là căn bậc hai của phương sai Để đáp ứng ba mục tiêu nghiên cứu đã đề ra, tác giả đã áp dụng mô hình GARCH cho chuỗi thời gian với phương sai thay đổi có điều kiện, cùng với mô hình tự hồi quy véc tơ VAR, nhằm phân tích và làm rõ các kết quả trong bài viết này.
Nghiên cứu của Fatma S Saryal (2007) và S.U.R Aliyu (2010) đã 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) thuần tuý Sau đó, nghiên cứu ứng dụng mô hình GARCH mở rộng để kiểm định ảnh hưởng của lạm phát lên suất sinh lợi thị trường và đánh giá mức độ tác động của yếu tố này.
Tác giả tiến hành nghiên cứu để phân tích cơ chế truyền tải sốc thông qua hàm phản ứng xung và phân rã phương sai bằng mô hình VAR, nhằm đánh giá tác động của cú sốc lạm phát lên suất sinh lợi thị trường.
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 Rt, trong đó σt² là phương sai có điều kiện của suất sinh lợi tại thời điểm t, và σt-1² là phương sai có điều kiện của suất sinh lợi tại thời điểm t-1 Giá trị trung bình kỳ vọng của suất sinh lợi thị trường được ký hiệu là μ, còn et là giá trị sai số với phân phối chuẩn N(0, σ²) Các hệ số hồi quy ω, α, β thỏa mãn điều kiện ω > 0, α > 0, β ≥ 0 và α + β < 1.
Mô hình đầu tiên mở rộng từ GARCH (1,1) nhằm ước tính ảnh hưởng của tỷ lệ lạm phát trong quá khứ đến sự biến động của lợi suất thị trường chứng khoán.
Với: LPt-1 là tỉ lệ lạm phát thời điểm t-1
Mô hình 2 được phát triển 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 CLPt-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 từ tháng 07/2000 đến tháng 06/2012 cho thấy sự biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam Dữ liệu được thu thập từ trang thống kê giao dịch của Sở Giao Dịch Chứng Khoán TP.HCM (www.hsx.vn), với chỉ số giá VN-Index lấy 2000M7 0 làm gốc Những số liệu này cung cấp cái nhìn tổng quan về xu hướng và sự phát triển của VN-Index trong giai đoạn này.
Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) hàng tháng tại Việt Nam được thống kê từ Tổng cục Thống kê (www.gso.gov.vn), với mốc gốc được xác định là tháng 7 năm 2000.
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 từ các chỉ số như GDP deflator, CPI, và PPI Tuy nhiên, bài nghiên cứu này chọn chỉ số CPI làm căn cứ để tính 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 cả trong và ngoài nước Nhiều doanh nghiệp niêm yết trên HOSE, như VNM, phải nhập khẩu nguyên liệu đầu vào như sữa bột để sản xuất, trong khi DPM mặc dù sử dụng nguyên liệu trong nước nhưng vẫn cần nhập thêm phân bón để đáp ứng nhu cầu thị trường Tương tự, HPG cũng nhập khẩu phôi thép để sản xuất thép thành phẩm.
Chỉ số PPI có thể tạo áp lực tăng giá sản phẩm đầu ra và dự báo lạm phát, nhưng không đảm bảo lạm phát sẽ xảy ra, vì doanh nghiệp có thể 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 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 Pro(Kruskal-Wallis) ở chuỗi CPI là 0.0000, nhỏ hơn 0.05, điều này chỉ ra rằng chuỗi CPI có yếu tố mùa vụ Ngược lại, chuỗi VNI với Pro(Kruskal-Wallis) là 0.6725, lớn hơn 0.05, cho thấy chuỗi này không có yếu tố mùa vụ (xem thêm tại phụ lục 1)
Để phân tích chính xác chỉ số giá tiêu dùng (CPI), cần tách yếu tố mùa vụ Sử dụng phần mềm Eviews 6.0, tác giả đã điều chỉnh và loại bỏ yếu tố mùa vụ, tạo ra chuỗi CPI đã điều chỉnh theo mùa (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:
LP t = log(CPI_SA/CPI_SA(-1))
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
VNI -2.402058 -4.023975 -3.441777 -3.145474 Không dừng CPI_SA -1.203071 -4.026429 -3.442955 -3.146165 Không dừng
So sánh giá trị tuyệt đối của τ tính toán so với giá trị τ tra bảng ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, ta thấy chuỗi R, LP là chuỗi dừng ở chuỗi gốc I(0) và
CPI_SA là chuỗi dừng tại sai phân bậc 1 I(1).
Theo các số liệu thống kê, suất sinh lợi trung bình hàng tháng của VNI đạt 0.99%, trong khi tỷ lệ lạm phát trung bình là 0,68% Độ lệch chuẩn của suất sinh lợi chứng khoán là 11.71%, cao hơn nhiều so với độ lệch chuẩn của tỷ lệ lạm phát là 0.71% Điều này cho thấy mặc dù suất sinh lợi trung bình của VNI vượt qua tỷ lệ lạm phát, nhưng rủi ro liên quan đến suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán lại lớn hơn rất nhiều so với biến động của tỷ lệ lạm phát Tóm lại, độ bất ổn của suất sinh lợi chỉ số VN-Index cao 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:
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 phân tích 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 AC1 và PAC1 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) là lựa chọn tối ưu nhất do có sai số dự báo thấp nhất so với các mô hình khác Qua ước lượng, phương trình suất sinh lợi trung bình của R theo AR(1) cho thấy rằng mô hình này, khi không có hệ số trục tung, là phù hợp nhất với suất sinh lợi trung bình nhờ vào sai số nhỏ nhất.
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 là khoảng 40% suất sinh lợi ở giai đoạn trước đó t-1 Điều này cho thấy rằng các giá trị kỳ vọng phần lớn phụ thuộc vào xu hướng của giai đoạn trước Qua việc đối chứng diễn biến của thị trường chứng khoán gần đây, có thể nhận thấy rằng con số 40% này mang ý nghĩa quan trọng khi xu hướng thị trường tăng hoặc giảm, đồng thời suất sinh lợi kỳ vọng của thị trường cũng thay đổi theo các phiên giao dịch trước đó.
4.1.4 Kiểm định ảnh hưởng ARCH:
Trước khi tiến hành ước lượng các mô hình ARCH(q), cần kiểm tra sự tồn tại của ảnh hưởng ARCH để xác định mô hình phù hợp cho phương pháp ước lượng ARCH thay vì sử dụng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS).
Hình 4.3: Phương sai của R theo mô hình ARCH(1)
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định ảnh hưởng ARCH
Obs*R-squared 2.803811 Prob Chi-Square(1) 0.0940
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
Giá trị Chi bình phương tính toán 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 ARCH.
Hình 4.3 cho thấy xu hướng vận động phương sai của suất sinh lợi thị trường chứng khoán theo thời gian, với các giai đoạn biến động suất sinh lợi cao hơn, dẫn đến rủi ro gia tăng Các giai đoạn rủi ro cao và thấp có tính tập trung, không kéo dài mãi mãi Thêm vào đó, những thay đổi lớn trong suất sinh lợi thường được theo sau bởi các biến động lớn khác trước khi xu hướng giảm xuống, và khi đã 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, vì phương pháp này cho phép phân tích chính xác hơn so với 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 thực hiện ước lượng mô hình GARCH(1,1) để phân tích biến động và 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
