Nghien cuu tac dong cua lam phat lai suat ty gia va gia tri san xuat cong nghiep den chi so chung khoan vn index trong giai doan 2006 2010 luan van thac sy le khanh 2012 6452

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - LÊ KHÁNH NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA LẠM PHÁT, LÃI SUẤT, TỶ GIÁ VÀ GIÁ TRỊ SẢN XUẤT CÔNG NGHIỆP ĐẾN CHỈ SỐ CHỨNG KHOÁN VN-INDEX TRONG GIAI ĐOẠN 2006-2010 Chuyên ngành : Tài Ngân hàng Mã số chuyên ngành : 603420 LUẬN VĂN THẠC SĨ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG Người hướng dẫn khoa học: TS VÕ THỊ QUÝ TP Hồ Chí Minh, năm 2012 LỜI CAM ĐOAN Đề tài “Nghiên cứu tác động lạm phát, lãi suất, tỷ giá giá trị sản xuất công nghiệp đến số chứng khoán VN-Index giai đoạn 2006-2010” đề tài nghiên cứu tác giả thực Đề tài thực thông qua việc vận dụng kiến thức học, nhiều tài liệu tham khảo tận tình hướng dẫn người hướng dẫn khoa học, với trao đổi tác giả cá nhân, tập thể khác Luận văn không chép từ nghiên cứu khác Tôi xin cam đoan lời nêu hoàn toàn thật TP.Hồ Chí Minh, ngày 18 tháng 06 năm 2012 Lê Khánh i LỜI CẢM ƠN Con đường đến với khoa học đường vinh quang trải đầy chơng gai mà khơng phải tự vững bước tiến lên bục vinh dự Trong q trình thực nghiên cứu này, tơi gặp khơng khó khăn bỡ ngỡ người lần đặt chân bước đường nghiên cứu khoa học Tuy nhiên, lúc gặp trở ngại công tác nghiên cứu, nhận động viên, hỗ trợ tận tình Võ Thị Quý, Khoa Đào tạo Sau đại học bạn lớp MFB2 Xin chân thành cảm ơn cô Võ Thị Quý dành nhiều thời gian quý báu để hướng dẫn tơi hồn thành luận văn Tôi biết ơn thầy cô, cán Khoa Đào tạo Sau Đại học tạo điều kiện để tiếp cận đến tri thức khoa học thực sự, giúp đỡ vơ giá giúp tơi hồn thành luận văn Tơi cảm ơn bạn Huỳnh Thanh Bình bạn lớp MFB2 có chia sẻ góp ý, ln động viên giúp tơi có động lực hồn thành luận văn Cuối cùng, cảm ơn thành viên gia đình tạo điều kiện thuận lợi để theo đuổi ước mơ đến với khoa học TP.Hồ Chí Minh, ngày 18 tháng 06 năm 2012 Lê Khánh ii Tóm tắt Chứng khoán kênh thu hút vốn quan trọng nên nhà đầu tư lẫn nhà làm sách quan tâm đến biến động giá chứng khoán Có nhiều nghiên cứu phát biến động giá chứng khoán ảnh hưởng nhiều nhân tố Đặc biệt nhân tố dễ nhận thấy biến đổi yếu tố kinh tế vĩ mô lạm phát, lãi suất, tỷ giá, sản lượng cơng nghiệp thơng tin cập nhật phổ biến cho công chúng hàng tháng Tiếp theo nghiên cứu Nguyễn Phú Hiếu (2011) luận văn nhằm tiếp tục bổ sung thêm yếu tố kinh tế vĩ mô cho nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố vĩ mô cụ thể lạm phát, tỷ giá, lãi suất sản lượng công nghiệp đến số chứng khốn sàn chứng khốn TP Hồ Chí Minh Trên sở liệu theo tháng từ 01/2006 đến 12/2010 biến nghiên cứu lạm phát (CPI), sản lượng công nghiệp (IP), lãi suất kỳ hạn tháng (Int-Rate), tỷ giá đô la Mỹ (Ex-Rate) mối quan hệ tác động đến số chứng khoán sàn HOSE (VN-Index), luận văn nghiên cứu áp dụng kiểm định tính dừng, kiểm định đồng tích để xác định có tồn mối quan hệ cân dài hạn biến, từ áp dụng hồi quy đồng tích hợp (Cointergration regression) để xác định mơ hình hồi quy thể mối quan hệ dài hạn áp dụng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error Correction Model) để xác định mơ hình hồi quy thể mối quan hệ ngắn hạn Mơ hình nghiên cứu ngắn hạn cho thấy biến thiên số chứng khoán VN-Index chịu tác động chìều độ trễ đồng thời chịu tác động chiều biến thiên giá trị sản xuất công nghiệp biến thiên tỷ giá la Mỹ Ngồi VN_Index chịu tác động ngược chiều yếu tố lạm phát lãi suất tiền gửi Ở mô hình dài hạn, biến lạm phát có tác động ngược chiều đến số chứng khốn VN_Index Trong đó, biến sản lượng cơng nghiệp có tác động thuận chiều đến số chứng khoán iii MỤC LỤC Trang Lời cam đoan i Lời cảm ơn ii Tóm tắt iii Mục lục iv Danh sách từ viết tắt vi Danh sách bảng & phụ lục vii Danh sách đồ thị viii Chương GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu: 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Bố cục luận văn 1.7 Ý nghĩa đề tài 1.8 Tóm tắt chương Chương CƠ SỞ LÝ THUYẾT 2.1 Các lý thuyết tảng biện luận mối quan hệ lý thuyết kinh tế 2.2 Những chứng thực nghiệm từ các nghiên cứu trước 13 2.3 Nhận xét chung kết nghiên cứu trước 18 2.4 Tóm tắt chương 19 Chương KINH TẾ VĨ MƠ VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VN 20 3.1 Giai đoạn năm 2006 20 3.2 Giai đoạn năm 2007 21 3.3 Giai đoạn năm 2008 23 3.4 Giai đoạn năm 2009 25 3.5 Giai đoạn năm 2010 27 3.6 Tóm tắt chương 28 Chương PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 30 4.1 Mơ hình nghiên cứu 30 iv 4.2 Vấn đề hồi quy giả chuỗi liệu thời gian không dừng 34 4.3 Kiểm định tính dừng 35 4.4 Kiểm định đồng tích hợp 37 4.5 Ước lượng mơ hình hồi quy đồng tích hợp 38 4.6 Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM 41 4.7 Mô tả đo lường biến 43 4.8 Dữ liệu nghiên cứu 44 4.9 Tóm tắt chương 47 Chương PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 48 5.1 Phân tích thống kê mơ tả 48 5.2 Kết kiểm tra tính dừng (Unit Root Test) 53 5.3 Kết kiểm tra đồng tích hợp (cointergration test) 55 5.4 Kiểm định hồi quy đồng tích hợp 56 5.5 Lựa chọn độ trễ tối ưu 60 5.6 Kết mơ hình hiệu chỉnh sai số (Error correction model) 61 5.7 Giải thích kết 63 5.8 Tóm tắt chương 67 Chương KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 69 6.1 Kết luận 69 6.2 Đóng góp luận văn 71 6.3 Kiến nghị 71 6.4 Hạn chế luận văn đề nghị hướng nghiên cứu 72 TÀI LIỆU THAM KHẢO 73 PHỤ LỤC 76 Phụ lục 1: Tổng hợp liệu nghiên cứu sau thu thập xử lý 76 Phụ lục 2: Dữ liệu sau biến đổi log cho biến int_rate er_rate 78 Phụ lục 3: Kết kiểm định tính dừng biến 80 Phụ lục 4: Kết kiểm định đồng tích hợp 85 Phụ lục 5: Kết chạy hồi quy đồng tích hợp 89 Phụ lục 6: Kết kiểm định tính dừng phần dư hồi quy đồng tích hợp 90 Phụ lục 7: Kết chọn độ trễ 91 Phụ lục 8: Kết mơ hình hiệu chỉnh sai số 92 v Danh sách từ viết tắt VN_Index CPI Chỉ số chứng khoán sàn HOSE Chỉ số giá tiêu dùng IP (industrial production) Chỉ số sản lượng công nghiệp Ex_Rate (Exchange rate) Tỷ giá đôla Mỹ Int_Rate (Interest rate) ECM (Error Corrected Model) D(Vn_index) D(CPI) Lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng bình qn Mơ hình hiệu chỉnh sai số Sai phân bậc số VN_index Sai phân bậc số CPI D(Ex_rate) Sai phân bậc tỷ giá Ex_Rate D(Int_rate) Sai phân bậc lãi suất Int_Rate OLS (ordinary least square) Phương pháp bình phương nhỏ ADF (Augemented Dickly-Fuller) Kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF vi DANH SÁCH CÁC BẢNG & PHỤ LỤC Trang Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu trước 17 Bảng 4.1 Kết hàm đường cong biểu diễn quan hệ vn_index CPI 31 Bảng 4.2 Kết hàm đường cong biểu diễn quan hệ vn_index IP 32 Bảng 4.3 Kết hàm đường cong biểu diễn quan hệ vn_index Int_rate 32 Bảng 4.4 Kết hàm đường cong biểu diễn quan hệ vn_index Ex_rate 33 Bảng 5.1 Kết thống kê mô tả cho chuổi số liệu 48 Bảng 5.2 Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu 54 Bảng 5.3 Kết kiểm định tính dừng sai phân bậc chuỗi liệu 54 Bảng 5.4 Kết kiểm định đồng tích hợp 55 Bảng 5.5 Kết hồi quy đồng tích hợp ban đầu 57 Bảng 5.6 Kết kiểm định Wald 58 Bảng 5.7 Kết hồi quy đồng tích hợp biến có ý nghĩa thống kê 59 Bảng 5.8 Kết kiểm định phần dư mơ hình hồi quy đồng liên kết 59 Bảng 5.9 Kết tính chọn độ trễ tối ưu theo tiêu khác 60 Bảng 5.10 Kết ước lượng mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM) 62 Phụ lục 1: Tổng hợp liệu nghiên cứu sau thu thập xử lý 76 Phụ lục 2: Dữ liệu sau biến đổi log cho biến ex_rate int_rate 78 Phụ lục 3: Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu 80 Phụ lục 4: Kết kiểm định đồng tích hợp 85 Phụ lục 5: Kết mơ hình hồi quy đồng tích hợp 89 Phụ lục 6: Kết kiểm định tính dừng phần dư hồi quy đồng tích hợp 90 Phụ lục 7: Kết chọn độ trễ 91 Phụ lục 8: Kết mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM 92 vii DANH SÁCH CÁC ĐỒ THỊ Trang Đồ thị 5.1 Biến động số chứng khoán VN-Index từ 1/2006 đến 12/2010 49 Đồ thị 5.2 Biến động số giá tiêu dùng CPI từ 1/2006 đến 12/2010 50 Đồ thị 5.3 Biến động sản lượng công nghiệp IP từ 1/2006 đến 12/2010 51 Đồ thị 5.4 Biến động lãi suất tiền gửi Int_rate từ 1/2006 đến 12/2010 52 Đồ thị 5.5 Biến động tỷ giá đôla Mỹ Ex_rate từ 1/2006 đến 12/2010 53 Đồ thị 5.6 Đồ thị phần dư mơ hình ECM 63 viii Chương GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài: Thị trường chứng khốn có vai trị quan trọng việc thu hút tạo thêm kênh huy động vốn cho hoạt động kinh tế Việc tìm hiểu vấn đề thị trường chứng khốn khơng quan trọng nhà đầu tư tài chính, doanh nghiệp huy động vốn cổ phiếu hay trái phiếu mà phủ việc ổn định kinh tế Những biến động thị trường chứng khốn ln vấn đề quan tâm hàng đầu tin kinh tế - tài Việt Nam từ hình thành sàn giao dịch chứng khốn TP Hồ Chí Minh Hà Nội tin tức biến động thị trường chứng khoán người quan tâm nhiều Tính đến cuối năm 2010, thị trường chứng khốn Việt Nam có 674 doanh nghiệp niêm yết (280 doanh nghiệp sàn HOSE 367 doanh nghiệp sàn HNX), giá trị vốn hóa thị trường đạt 733 tỷ đồng tăng 17% so với năm 2009.1 Chỉ số chứng khoán VN-Index có nhiều bước phát triển thăng trầm, đạt đỉnh cao 1.167 điểm vào tháng năm 2007 sau tuộc dốc liên tục đáy thấp 241.78 điểm vào tháng năm 2009 Vào tháng 10 năm 2009 VN-Index hồi phục đến 617 điểm biến động xoay quanh mức 450 điểm 520 điểm thời gian gần Chính biến động tăng, giảm thị trường chứng khoán Việt Nam nảy sinh nhu cầu tìm kiếm yếu tố ảnh hưởng giải thích cho biến động thị trường chứng khốn Các yếu tố vĩ mơ ln ln tâm điểm để phân tích ngun nhân biến động thị trường chứng khoán Mặc dù có nhiều nghiên cứu nước ngồi thực việc xem xét yếu tố vĩ mơ ảnh hưởng đến số chứng khốn nào? Nhưng Việt Nam, nghiên cứu vấn đề Cơng ty cổ phần chứng khốn Bảo Việt, thống kê năm 2010 chưa nhiều, gần nghiên cứu Nguyễn Trọng Hoài Nguyễn Thị Bảo Khuyên (2010) nghiên cứu Nguyễn Phú Hiếu (2011): kết nghiên cứu chưa hoàn toàn thống với Nghiên cứu Nguyễn Trọng Hoài Nguyễn Thị Bảo Khuyên phát rằng: lạm phát, tỷ giá có tác động ảnh hưởng chiều với giá chứng khốn Trong Nguyễn Phú Hiếu lại tìm thấy dài hạn lạm phát lãi suất có tác động ngược chiều lên số giá cổ phiếu ngắn hạn yếu tố lãi suất lại có ảnh hưởng ngược chiều lên số giá cổ phiếu Ngoài nghiên cứu Nguyễn Phú Hiếu dừng lại yếu tố vĩ mơ lạm phát, tỷ giá, lãi suất bình quân thị trường liên ngân hàng tác động đến số chứng khoán Việt Nam nêu hướng nghiên cứu bổ sung thêm biến vĩ mơ khác Do việc thực đề tài nghiên cứu yếu tố vĩ mô tác động đến số chứng khoán mà cụ thể luận văn yếu tố lạm phát, tỷ giá, lãi suất tiền gửi giá trị sản xuất công nghiệp ảnh hưởng đến biến động thị trường chứng khoán cần thiết để tìm hiểu sâu góp phần có thêm nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ này, qua giúp cho nhà đầu tư nhà quản lý danh mục đầu tư Việt Nam định đầu tư hiệu lý việc thực nghiên cứu đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu: Mục tiêu luận văn tập trung xem xét phân tích ảnh hưởng yếu tố tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp đến số giá chứng khoán sàn HOSE (VN-Index) cách định lượng Cụ thể nhằm: - Xác định yếu tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp có tác động có ý nghĩa thống kê lên số chứng khốn VN-Index - Từ đưa gợi ý sách vĩ mơ phù hợp cho phát triển thị trường khoán 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Với mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận văn tập trung trả lời câu hỏi nghiên cứu sau: - Có hay khơng ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp lên số giá chứng khốn sàn HOSE? - Nếu có tác động cụ thể nào? - Những gợi ý sách rút từ nghiên cứu này? 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu: - Đối tượng : Đề tài nghiên cứu ảnh hưởng tác động yếu tố kinh tế vĩ mơ tác động đến số chứng khốn VNIndex sàn giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) - Phạm vi nghiên cứu : Các yếu tố kinh tế vĩ mô luận văn xác định cụ thể lạm phát (đo số giá tiêu dùng), tỷ giá đôla Mỹ, lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng, giá trị sản xuất cơng nghiệp ảnh hưởng đến số chứng khốn sàn giao dịch chứng khoán TP.HCM, Việt Nam khung thời gian từ tháng 1/2006 đến 12/2010 Tất yếu tố khác không thuộc phạm vi nghiên cứu đề tài 1.5 Phương pháp nghiên cứu Phương pháp thu thập số liệu: Dữ liệu sử dụng luận văn liệu thứ cấp bao gồm số chứng khoán VN-Index thu thập từ sàn HOSE yếu tố kinh tế vĩ mô thu thập từ trang web tổng cục thống kê Số liệu thu thập khoảng thời gian từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2010 Với tổng số quan sát 60 quan sát Phương pháp phân tích số liệu: Đề tài sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng cho liệu thời gian Do phương pháp hồi quy đa biến kiểm định cho liệu thời gian áp dụng cụ thể là: kiểm định tính dừng chuỗi thời gian, kiểm định đồng tích hợp, hồi quy đồng tích hợp (nhằm thể mối quan hệ biến dài hạn), mô hình điều chỉnh sai số (nhằm thể mối quan hệ biến ngắn hạn) 1.6 Bố cục luận văn Kết cấu luận văn gồm chương trình bày sau: Chương 1: Giới thiệu đề tài Chương 2: Cơ sở lý thuyết Chương 3: Kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khốn Việt Nam Chương 4: Phương pháp nghiên cứu Chương Phân tích liệu kết nghiên cứu Chương Kết luận kiến nghị Tài liệu tham khảo Phụ lục 1.7 Ý nghĩa đề tài Kết nghiên cứu đề tài có ý nghĩa việc giúp nhà đầu tư hiễu rõ mối quan hệ tác động biến kinh tế vĩ mô đến số chứng khốn từ có định đầu tư phù hợp tùy theo tình hình biến động kinh tế vĩ mơ Ngồi nhà làm sách hiểu rõ tác động có sách kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khoán Kết nghiên cứu góp phần bổ sung vào sở lý thuyết vế yếu tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng đến số giá chứng khoán thị trường chứng khoán Việt Nam 1.8 Tóm tắt chương Chứng khốn kênh thu hút vốn quan trọng nên nhà đầu tư lẫn nhà làm sách quan tâm đến biến động giá chứng khốn Có nhiều nghiên cứu nước nghiên cứu ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô lên biến động giá chứng khoán Đặc biệt biến động yếu tố kinh tế vĩ mô dễ nhận thấy lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp thơng tin cập nhật phổ biến cho công chúng hàng tháng Tiếp theo nghiên cứu Nguyễn Phú Hiếu (2011) luận văn nhằm tiếp tục bổ sung thêm yếu tố kinh tế vĩ mô giá trị sản xuất cơng nghiệp đến số chứng khốn sàn chứng khốn TP Hồ Chí Minh Ngồi khác với nghiên cứu Nguyễn Phú Hiếu lãi suất nghiên cứu lãi suất tiền gửi loại trừ yếu tố lạm phát Chương nêu mục đích nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, đối tượng nghiên cứu phạm vi nghiên cứu Công việc khảo sát sở lý luận nghiên cứu trước mối quan hệ biến nghiên cứu Chương CƠ SỞ LÝ THUYẾT Chương trình bày sở lý thuyết kinh tế mối quan hệ tác động yếu tố kinh tế vĩ mô đến số giá chứng khoán Kế đến xem xét nghiên cứu thực nghiệm trước liên quan đến vấn đề nghiên cứu minh chứng thực tế cho mối quan hệ Và cuối trình bày giả thuyết nghiên cứu thể mối quan hệ yếu tố 2.1 Các lý thuyết tảng biện luận mối quan hệ lý thuyết kinh tế Theo Andreas Peter (2007) có hai lý thuyết tảng thường sử dụng để giải thích cho mối quan hệ tác động biến vĩ mô lợi nhuận thị trường chứng khốn Một thơng qua Lý thuyết định giá chênh lệch (Arbitrage pricing theory) Ross (1976) lý thuyết tổng quát định giá tài sản, dần có sức ảnh hưởng lớn việc định giá cổ phiếu APT nói tỷ suất sinh lợi kỳ vọng tài sản tài đo lường thông qua yếu tố kinh tế vĩ mô khác yếu tố thị trường Sự nhạy cảm tài sản với thay đổi yếu tố đại diện đại lượng xác định gọi hệ số beta Xuất phát từ lý thuyết này, mơ hình xác định tỷ suất sinh lợi cho chứng khoán sử dụng để định giá tài sản cách xác- Giá tài sản tài phải với mức kỳ vọng vào cuối giai đoạn đầu tư chiết khấu với mức chiết khấu tính tốn mơ hình Nếu giá khác nhau, hội kinh doanh chênh lệch đưa lại đường thẳng mơ hình Hai dựa mơ hình giá mơ hình chiết khấu dịng tiền để định giá cổ phiếu Theo mơ hình giá chứng khốn phụ thuộc vào dòng tiền kỳ vọng tương lai suất chiết khấu tương lai dòng tiền Một lần tất yếu tố vĩ mơ ảnh hưởng đến dịng tiền kỳ vọng tương lai suất chiếu khấu ảnh hưởng đến giá chứng khốn Ngồi lý thuyết thị trường hiệu sở lý thuyết quan trọng để lý giải số thị trường kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy có biến vĩ mơ có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với số chứng khoán số thị trường khác kết nghiên cứu thực nghiệm lại khơng có ý nghĩa Mối quan hệ biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khốn phân tích biện luận cách cụ thể mặt lý thuyết sau: 2.1.1 Lạm phát giá chứng khoán Lạm phát giá đồng tiền, làm thay đổi hành vi tiêu dùng đầu tư dân cư Lạm phát thường đo lường qua số giá tiêu dùng Giá chứng khoán bao gồm giá cổ phiếu giá trái phiếu Mối quan hệ ảnh hưởng lạm phát đến giá chứng khốn dựa mơ hình định giá trái phiếu cổ phiếu phát triển William (1938) sau củng cố Gordon Shapiro (1956) * Mơ hình định giá trái phiếu trình bày qua cơng thức sau: V0 = I I I MV + + + + (1 + r )1 (1 + r ) (1 + r ) n (1 + r ) n Trong đó: V : Giá trị lý thuyết theo tính toán trái phiếu I : Tiền lãi cố định r : Tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư MV : Mệnh giá trái phiếu n : Số năm đáo hạn Ta thấy lạm phát tăng, nhà đầu tư yêu cầu tỷ suất lợi nhuận cao để bù phần giá đồng tiền lạm phát Và phần r mẫu số tăng dẫn đến giá trị lý thuyết V trái phiếu giảm Do ta nói lạm phát tăng giá trị trái phiếu giảm ngược lại * Mơ hình định giá cổ phiếu tổng qt trình bày sau: Giá hôm cổ phiếu giá tất cổ tức tương lai ∞ Divt ∑ (1 + k ) V= t =1 t e Trong trường hợp cổ tức tăng trưởng theo tỷ lệ g, giá cổ phiếu tính sau: ∞ V= Divt ∑ (1 + k ) t =1 e t = D1 (ke − g ) Gọi mơ hình tăng trưởng Gordon Trong đó: V : Giá trị lý thuyết theo tính toán cổ phiếu Div : cổ tức Ke : tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư g : tỷ lệ tăng trưởng cổ tức không thay đổi Ta thấy lạm phát tăng, nhà đầu tư yêu cầu tỷ suất lợi nhuận cao để bù đắp phần giá trị mất giá đồng tiền Tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư cao nghĩa Ke tăng làm cho giá trị cổ phiếu V theo tính tốn cơng thức giảm Do ta nói lạm phát tăng giá trị cổ phiếu giảm ngược lại Từ phân tích nói ta thấy lạm phát có ảnh hưởng tiêu cực đến giá trái phiếu giá cổ phiếu hay khái quát hóa là lạm phát có ảnh hưởng tiêu cực đến số chứng khoán Các nghiên cứu thực nghiệm Anari Kolari (2001), Humpe Macmillan (2007), Jiranyakul (2009), Nguyễn Phú Hiếu (2011) tìm thấy lạm phát có ảnh hưởng ngược chiều đến số chứng khoán 2.1.2 Lãi suất tiền gửi giá chứng khoán Quan hệ lãi suất giá chứng khoán rõ ràng ngược chiều theo mơ hình định giá trái phiếu cổ phiếu nêu lãi suất ngân hàng trả cho tiền gửi tăng lên dẫn đến tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư tăng theo điều làm cho giá trái phiếu giá cổ phiếu giảm Frank Keith (2008) phân tích quan hệ ảnh hưởng lạm phát, lãi suất giá chứng khoán sau: Mối quan hệ lãi suất giá trái phiếu mối quan hệ trực tiếp ngược chiều Giá trái phiếu giá trị dòng tiền Khi lãi suất thị trường cao dịng tiền bị chiết khấu với lãi suất lớn, dẫn đến giá trái phiếu nhỏ Do đó, lãi suất thị trường lãi suất trái phiếu có quan hệ tỷ lệ nghịch: lãi suất ngân hàng tăng cao lãi suất trái phiếu, giá trái phiếu sụt giảm Không vậy, quan hệ quan hệ lãi suất trường lãi suất chứng khốn mối quan hệ gián tiếp tác động đến giá chứng khoán Nếu lãi suất thị trường cao lãi suất chứng khốn giá chứng khốn giảm, điều khiến cho hoạt động thị trường chứng khốn giảm sút người ta thích gửi tiền vào ngân hàng mua chứng khoán Nhưng quan hệ lạm phát, lãi suất giá chứng khoán không trực tiếp không quán Lý dịng tiền thu từ chứng khốn thay đổi với lạm phát lãi suất, chắn thay đổi dòng tiền thu tăng lên bù trừ với thay đổi lãi suất Để minh hoạ điều này, xem xét kịch tỷ lệ lạm phát tăng ảnh hưởng giá cổ phiếu dựa vào mơ hình định giá cổ phiếu Kịch tích cực: Lãi suất tăng tỷ lệ lạm phát tăng, thu nhập cơng ty có khả tăng lên cơng ty tăng giá bán với việc gia tăng chi phí Trong trường hợp này, giá cổ phiếu ổn định ảnh hưởng ngược chiều việc gia tăng tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư (k) bù đắp phần toàn gia tăng tỷ lệ tăng lợi nhuận cổ tức (g), nghĩa lợi nhuận từ cổ phiếu tăng với lạm phát Kịch tiêu cực nhẹ: Lãi suất tăng lạm phát, dòng tiền kỳ vọng thay đổi khơng thay đổi công ty tăng giá bán tương ứng với chi phí tăng lên Điều gây nên sụt giảm giá cổ phiếu tương tụ điều xảy với trái phiếu Tỷ suất lợi nhuận yêu cầu nhà đầu tư (k) tăng tỷ lệ tăng trưởng cổ tức (g) khơng đổi Do hiệu số k - g lớn kết giá cổ phiếu giảm Kịch tiêu cực: Lãi suất tăng lạm phát, dịng tiền sụt giảm lạm phát làm tăng lãi suất có ảnh hưởng tiêu cực đến lợi nhuận Lãi suất tăng giữ mức cao thời gian kinh tế suy thoái, làm sụt giảm doanh thu lợi nhuận Kế đến, người hình dung thời kỳ lạm phát chi phí sản xuất tăng, nhiều cơng ty khơng thể tăng giá bán, điều gây sụt giảm lợi nhuận Ảnh hưởng thảm họa, kịch này, giá cổ phiếu sụt giảm đáng kể tỷ suất lợi nhuận yêu cầu k tăng tỷ lệ tăng trưởng cổ tức g giảm, làm hiệu số k - g lớn nhiều 10 Trái ngược với kịch trên, hình dung kịch lạm phát lãi suất giảm Quan hệ ảnh hưởng lạm phát lãi suất đến giá cổ phiếu không trực tiếp quán quan hệ ảnh hưởng lãi suất đến giá trái phiếu Ý tưởng ảnh hưởng thay đổi lãi suất giá cổ phiếu phụ thuộc vào điều gây thay đổi lãi suất ảnh hưởng kiện dòng tiền kỳ vọng cổ phiếu phổ thông Đặc biệt là, quan hệ thực tế lạm phát, lãi suất giá chứng khoán vấn đề kinh nghiệm lý thuyết ảnh hưởng thay đổi theo thời gian Do nói chung có quan hệ nghịch biến có ý nghĩa lạm phát, lãi suất đến lợi nhuận cổ phiếu, điều ln ln Ngồi ra, cho tồn thị trường, ngành cơng nghiệp định có lợi nhuận, dịng tiền, cổ tức có quan hệ đồng biến với thay đổi lạm phát lãi suất Trong trường hợp vậy, giá cổ phiếu có tương quan thuận với lạm phát lãi suất Humpe Macmillan (2007), Adam Tweneboath (2008), Hussainey Lê Khánh Ngọc (2009), Nguyễn Phú Hiếu (2011) nghiên cứu thực nghiệm đến kết luận lãi suất có tác động ngược chiều đến với số chứng khốn 2.1.3 Giá trị sản xuất cơng nghiệp giá cổ phiếu Khi kinh tế tăng trưởng tốt, doanh nghiệp làm ăn phát triển tốt: tăng sản lượng doanh thu: thể toàn kinh tế GDP tăng: thể khu vực sản xuất giá trị sản xuất công nghiệp tăng Khi doanh nghiệp phát triển gia tăng quy mô sản lượng, hứa hẹn gia tăng cổ tức trả cho cổ đông dựa theo công thức định giá cổ phiếu nói trên, cổ tức tăng, giá cổ phiếu tăng 11 Theo Guru (2009), quan hệ chiều giá trị sản xuất công nghiệp giá chứng khốn hiển nhiên Giá trị sản xuất cơng nghiệp cao báo kinh tế phát triển tốt dẫn đến cảm giác “tốt đẹp” nhà đầu tư chứng khốn Các thơng tin làm tăng kỳ vọng thành tích tương lai tốt tăng trưởng sản lượng tương lai phản ánh thơng tin dịng tiền tương lai thể giá cổ phiếu Trong nghiên cứu số chứng khoán Ấn Độ, Agrawalla Tuteja (2008) xem xét quan hệ nhân số giá cổ phiếu giá trị sản xuất cơng nghiệp Kết nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ từ việc tăng trưởng kinh tế thể qua tăng trưởng giá trị sản xuất công nghiệp có ảnh hưởng chiều có ý nghĩa thống kê đến số giá cổ phiếu Humpe Macmillan (2007), Ratneswary Rasiah (2009), Husainey Lê Khánh Ngọc (2009) tìm thấy giá trị sản xuất cơng nghiệp có ảnh hưởng chiều có ý nghĩa thống kê đến số chứng khoán 2.1.4 Tỷ giá giá cổ phiếu Tỷ giá hối đối có tác động đến thị trường chứng khốn giác độ mơi trường tài thân hoạt động kinh doanh doanh nghiệp, đặc biệt doanh nghiệp nhập nguyên liệu hay tiêu thụ sản phẩm nước Khi tỷ giá tăng thúc đẩy hoạt động doanh nghiệp xuất tăng, cổ phiếu doanh nghiệp tăng giá Biến động tỷ giá hối đối có tác động tới thị trường chứng khốn có nguồn vốn nước ngồi đầu tư mức độ nhiều vào thị trường chứng khoán Biến tỷ giá hối đoái tăng mạnh làm nảy sinh lí khiến nhà đầu tư nước ngồi rút vốn khỏi thị trường, lượng vốn lớn nhanh chóng bị rút khỏi thị trường làm giá chứng khoán giảm tình trạng bán tống bán tháo 12 Guru (2009) cho tỷ báo biến động tiền tệ mà ảnh hưởng đến giá cổ phiếu theo cách tương tự lạm phát Sự giá đồng nội tệ khiến cho nhập đắt đỏ xuất Do chi phí công ty nhập tăng làm giảm lợi nhuận cơng ty giá cổ phiếu công ty giảm Trái lại công ty xuất lại gia tăng xuất nên giá cổ phiếu công ty tăng Jiranyakul (2009), Raneswary Rasiah (2010), Nguyễn Trọng Hoài Nguyễn Thị Bảo Khuyên (2010) nghiên cứu thực nghiệm đến kết luận tỷ giá có tác động chiều đến với số chứng khoán 2.1.5 Giá chứng khoán số chứng khoán Chỉ số chứng khoán đại diện cho giá tồn chứng khốn sàn giao dịch Cho nên biến động chung cổ phiếu trái phiếu sàn chứng khoán thể qua số chứng khoán Chỉ số VN-Index số giá chứng khoán Sở giao dịch Chứng khốn TP.HCM (Hay cịn gọi sàn HOSE, Việt nam) Sở Giao dịch Chứng khốn TP Hồ Chí Minh (SGDCK TP.HCM), tiền thân Trung tâm Giao dịch Chứng khốn TP.Hồ Chí Minh, bắt đầu hoạt động từ 20/7/2000 Đến thời điểm tháng 4/2011, tồn thị trường có 337 loại chứng khốn niêm yết, có 284 cổ phiếu với giá trị niêm yết đạt 127 ngàn tỷ đồng; 05 chứng quỹ đầu tư với giá trị niêm yết 2.760 tỷ đồng 48 trái phiếu loại với giá trị niêm yết 10.178 tỷ đồng 2.2 Những chứng thực nghiệm từ nghiên cứu trước Việc tìm hiểu nghiên cứu trước có liên quan đến đề tài nghiên cứu giúp ta thấy rõ biến biến kinh tế vĩ mơ có quan hệ tác động đến 13 số chứng khoán thực tiễn Và giúp tìm hiểu phương pháp kiểm định sử dụng nghiên cứu Các nghiên cứu trước chứng thực nghiệm rõ ràng mối quan hệ ảnh hưởng biến nghiên cứu số chứng khoán thực tiễn Để từ rút biến nghiên cứu để đưa vào mơ hình nghiên cứu định lượng * Một số nghiên cứu nước ngồi có liên quan: Anari Kolari (2001) thực nghiên cứu tác động lạm phát lên số chứng khoán cách sử dụng liệu thời gian hàng tháng số chứng khoán sáu quốc gia: S&P 500 (Hoa Kỳ), TSE300 (Canada), FTSE100 (Anh Quốc), SBF250 (Pháp), DAX (Đức) Nikkei (Nhật) khoảng thời gian từ tháng 1/1953 đến tháng 12/1998 (tổng số 564 quan sát) Trong nghiên cứu lạm phát đo lường qua số giá hàng tiêu dùng CPI Phương pháp nghiên cứu áp dụng sử dụng kiểm định tính dừng kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test), kiểm định đồng tích hợp (Cointegration test) Việc kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn ADF cho thấy chuỗi thời gian không dừng, tiếp tục kiểm định giá trị sai phân bậc chuỗi dừng Kết kiểm định đồng tích hợp theo phương pháp Johansen cho hai chuỗi thấy có quan hệ đồng tích hợp nghĩa có quan hệ dài hạn giá chứng khoán số giá hàng tiêu dùng Kết rút từ nghiên cứu chứng minh ngắn hạn lạm phát có ảnh hưởng nghịch biến số giá chứng khoán dài hạn lạm phát có tác động đồng biến với số giá chứng khoán Humpe Macmillan (2007) nghiên cứu mối quan hệ dài hạn biến vĩ mô giá trị sản xuất công nghiệp, số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất dài hạn với giá chứng khoán Hoa Kỳ Nhật theo số liệu hàng tháng từ năm 1965 đến 2005 Về phương pháp, sau thực kiểm định nghiệm đơn vị, bước ước lượng vector đồng tích hợp cho liệu thị trường Mỹ Nhật Kết kiểm 14 nghiệm đơn vị cho thấy chuỗi liệu thời gian không dừng Kiểm nghiệm cho thấy liệu thị trường Mỹ có vector đồng tích hợp Và dựa vào hệ số véctor đồng tích hợp, tác giả kết luận giá cổ phiếu Mỹ chịu ảnh hưởng tác động chiều giá trị sản xuất công nghiệp ngược chiều với lạm phát lãi suất dài hạn Đối với thị trường Nhật, giá cổ phiếu có quan hệ chiều với giá trị sản xuất cơng nghiệp có quan hệ ngược chiều với cung tiền Adam Tweneboah (2008) xem xét ảnh hưởng biến số vĩ mô giá chứng khoán Ghana giai đọan tháng 1/1991 đến tháng 12/2006 Biến phụ thuộc số chứng khoán nghiên cứu mối quan hệ với biến giải thích số giá hàng tiêu dùng, tỷ giá lãi suất Về phương pháp, nghiên cứu sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm nghiệm đồng tích hợp mơ hình Vector Error Correction rút kết luận lạm phát có quan hệ chiều với số chứng khốn, lãi suất tỷ giá có tác động ngược chiều đến số chứng khoán Jiranyakul ( 2009) nghiên cứu tác động bốn biến vĩ mô: GDP, cung tiền, tỷ giá, lạm phát đến số thị trường chứng khoán Sở Giao dịch chứng khoán Thái Lan thời gian từ quý 1993 đến quý năm 2007 Về phương pháp sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng tích hợp, kiểm định nhân Granger Kết dài hạn biến vĩ mô: GDP, cung tiền, tỷ giá có tác động đồng biến đáng kể lên số thị trường chứng khốn lạm phát có tác động nghịch biến không đáng kể lên số thị trường chứng khoán Ratneswary Rasiah (2010) nghiên cứu hoạt động kinh tế vĩ mô thị trường chứng khoán Malaysia Nghiên cứu sử dụng phân tích dãy số thời gian để phân tích mối quan hệ dài hạn tương tác ngắn hạn thị trường chứng khoán biến số kinh tế vĩ mô Malaysia khỏang thời gian từ 01/1980 đến 12/2006 Các biến số vĩ mô nghiên cứu giá trị sản xuất công nghiệp (IP) , cung tiền (M1), tỷ giá (Ex-Rate), số giá hàng tiêu dùng (CPI) quan hệ 15 với số chứng khoán(KLCI) Về phương pháp, nghiên cứu sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng tích hợp Kết nghiên cứu cho thấy có chứng quan hệ đồng biến số giá chứng khoán giá trị sản xuất công nghiệp, cung tiền, lạm phát tỷ giá * Một số nghiên cứu nước có liên quan: Hussainey Lê Khánh Ngọc (2009) nghiên cứu tác động báo vĩ mô: lạm phát, lãi suất, giá trị sản xuất công nghiệp lên giá chứng khoán Việt Nam Mỹ Dữ liệu thu thập từ tháng 1/2001 đến tháng 4/2008 Sau kiểm định tính dừng chuổi liệu thời gian kiểm định nghiệm đơn vị ADF phát thấy số giá chuỗi không dừng nên loại biến khỏi phân tích Sau sử dụng mơ hình hồi quy đa biến cho biến lại Kết nghiên cứu cho thấy giá trị sản xuất cơng nghiệp có ảnh hưởng chiều có ý nghĩa đến giá chứng khốn Lãi suất ngắn hạn có ảnh hưởng ảnh hưởng trái chiều đến giá chứng khoán Nguyễn Phú Hiếu (2011) nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô lạm phát, tỷ giá đôla Mỹ lãi suất thị trường liên ngân hàng đến số giá cổ phiếu Việt Nam Với liệu thu thập giai đoạn từ tháng 7/2004 đến tháng 12/2009 sàn giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Về phương pháp sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM Kết luận rút từ nghiên cứu là: dài hạn hai yếu tố lạm phát lãi suất bình quân thị trường liên ngân hàng có tác động ngược chiều lên số giá cổ phiếu ngắn hạn yếu tố lãi suất bình quân thị trường liên ngân hàng có ảnh hưởng ngược chiều lên số giá cổ phiếu 16 Bảng 2.1 Tóm tắt nghiên cứu trước Tác giả (năm) Dữ liệu quốc gia (thời gian) Anari Kolari Hoa Kỳ, Canada, Anh, (2001) Pháp, Đức Nhật (1/1953 - 12/1998 Humpe Macmillan Hoa Kỳ Nhật (2007) (1965- 2005) Các yếu tố kinh tế vĩ mô Kết nghiên cứu Lạm phát Trong ngắn hạn lạm phát có tác động nghịch biến lên số chứng khốn Nhưng dài hạn lạm phát có tác động đồng biến với số chứng khoán Giá cổ phiếu chịu tác động chiều giá trị sản xuất công nghiệp ngược chiều với lạm phát, lãi suất cung tiền Lạm phát có tác động chiều đến với số chứng khoán Tỷ giá lãi suất có tác động ngược chiều đến số chứng khốn Lạm phát có tác động nghịch biến đến số chứng khốn Tỷ giá, GDP, cung tiền có tác động đồng biến lên số chứng khoán Lạm phát, tỷ giá, giá trị sản xuất cơng nghiệp, cung tiền có quan hệ đồng biến với số chứng khoán Giá trị sản xuất cơng nghiệp có ảnh hưởng chiều đến giá chứng khốn Lãi suất có ảnh hưởng trái chiều Lạm phát, tỷ giá, cung tiền có quan hệ chiều với giá chứng khoán Lạm phát, lãi suất, giá trị sản xuất công nghiệp, cung tiền Lạm phát, tỷ giá, lãi suất Adam Tweneboah (2008) Ghana (1/1991 - 12/2006) Jiranyakul ( 2009) Thái Lan (quý 1/1993 - 4/2007) Lạm phát, tỷ giá, GDP, cung tiền Ratneswary Rasiah (2010) Hussainey Lê Khánh Ngọc (2009) Malaysia (1/1980 - 12/2006) Việt Nam Hoa Kỳ (1/2001 - 4/2008) Lạm phát, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp, cung tiền Lạm phát, lãi suất, giá trị sản xuất cơng nghiệp Nguyễn Trọng Hồi Nguyễn Thị Bảo Khun (2010) Nguyễn Phú Hiếu (2011) Việt nam (12/2000 - 6/2009) Lạm phát, giá trị sản xuất công nghiệp, tỷ giá, cung tiền, lãi suất Lạm phát, tỷ giá đôla Mỹ Trong dài hạn lạm phát lãi suất có tác động lãi suất thị trường liên ngược chiều lên số giá cổ phiếu ngắn ngân hàng hạn yếu tố lãi suất có ảnh hưởng ngược chiều lên số giá cổ phiếu Việt nam (7/2004 - 12/2009) 17 2.3 Nhận xét chung kết nghiên cứu trước Trong nghiên cứu mối quan hệ yếu tố kinh tế vĩ mô đến số chứng khốn, có nghiên cứu thực nghiên cứu yếu tố kinh tế vĩ mô (lạm phát), có nghiên cứu thực nghiên cứu ba yếu tố kinh tế vĩ mơ có nghiên cứu nhiều ba yếu tố vĩ mô lại yếu tố kinh tế vĩ mô thường nghiên cứu lạm phát, tỷ giá, lãi suất GDP giá trị sản xuất công nghiệp GDP có số liệu hàng năm nên thường sử dụng nghiên cứu có thời gian dài 10 năm nghiên cứu có thời gian ngắn thường dùng giá trị sản xuất công nghiệp Hầu hết nghiên cứu không sử dụng phương pháp hồi quy bình phương bé cổ điển với lý sau kiểm định chuỗi liệu thời gian nghiên cứu phát liệu không dừng áp dụng phương pháp hồi quy bình phương bé cổ điển dẫn đến kết hồi quy bị sai lệch Và sau tiến hành kiểm định tính dừng hầu hết nghiên cứu áp dụng kiểm định hồi quy đồng tích hợp Phần sở lý thuyết diễn giải rõ phương pháp nghiên cứu Các chứng thực nghiệm cho thấy có khơng có mối quan hệ tác động tùy quốc gia phạm vi thời gian nghiên cứu Do việc chọn nghiên cứu yếu tố kinh tế vĩ mô Việt Nam lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp đến số chứng khoán sàn chứng khoán TP.HCM cần thiết phù hợp để xác định mối quan hệ thực tiễn Việt Nam giai đoạn từ năm 2006 đến 2010 Từ lý thuyết tài kết nghiên cứu thực nghiệm trước phát biểu giả thuyết nghiên cứu luận văn sau: Giả thuyết 1: Lạm phát hay số giá tiêu dùng có tác động tiêu cực (dấu -) đến số chứng khoán VN_index 18 Giải thuyết 2: Giá trị sản xuất công nghiệp có tác động tích cực dấu (+) đến số chứng khoán VN_index Giả thuyết 3: Lãi suất tiền gửi có tác động tiêu cực (dấu -) đến số chứng khoán VN-Index Giả thuyết 4: Tỷ giá đơla Mỹ có tác động tích cực (dấu +) đến số chứng khốn VN-Index 2.4 Tóm tắt chương Chương tóm tắt lý thuyết kinh tế từ tài cơng ty đến kinh tế vĩ mơ để biện luận mối quan hệ yếu tố kinh tế vĩ mô nghiên cứu: lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp đến giá chứng khoán mà phản ảnh chung cho thị trường qua số chứng khoán Mối quan hệ kiểm chứng thực tiễn nhiều quốc gia với khung thời gian khác nhau: kết chứng minh có mối quan hệ biến phụ thuộc số chứng khoán biến độc lập yếu tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, tỷ giá, giá trị sản xuất công nghiệp tùy theo điều kiện quốc gia cụ thể Thơng qua giả thuyết nghiên cứu lập cuối chương Công việc trình bày mơ hình nghiên cứu phương pháp áp dụng để kiểm định giả thuyết phương pháp định lượng 19 Chương Kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khốn Việt Nam Chương cung cấp tranh tổng quan kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ 2006 đến 2010 3.1 Giai đoạn năm 2006 Năm 2006 kinh tế Việt nam tiếp tục tăng trưởng với tốc độ cao - Tổng sản phẩm nước (GDP) năm 2006 theo giá so sánh ước tính tăng 8,17% so với kỳ năm trước, khu vực cơng nghiệp xây dựng tăng 10,37% - Giá tiêu dùng tháng 12/2006 tăng 0,5% so với tháng trước tăng 6,6% so với tháng 12/2005, thấp mức tăng trưởng đạt mục tiêu lạm phát mà Quốc hội đề - Giá USD tháng 12/2006 tăng 1% so với cuối năm 2005, bình quân tỷ giá USD/VND tăng 0.9% so với năm 2005, mức tăng tỷ giá không nhiều - Lãi suất tiền gửi: không kỳ hạn: 3%, kỳ hạn tháng: 7,8%, kỳ hạn 12 tháng: 8,4% - Thị trường chứng khốn: TTCK Việt Nam thức giao dịch ngày 28/07/2000 với mốc khởi điểm 100, giao dịch cổ phiếu REE – CTCP Cơ Điện Lạnh REE SAM – CTCP Cáp & Vật Liệu Viễn Thơng Ngay sau VNIndex tăng liên tục suốt 12 tháng đạt đỉnh 570 điểm vào ngày 25/06/2001 Sau đạt đỉnh 570, VN-Index điều chỉnh giảm nhanh liên tục khoảng 3,5 tháng, VNIndex 64% giá trị, 203 điểm vào ngày 5/10/2001 Kế đến tăng trở lại số lên 301 điểm trước vào giai đoạn suy giảm kéo dài năm từ tháng 11/2001 đến tháng 11/2003.Thị trường ngang năm 2004 2005 Thị trường bùng nổ từ mốc 300 điểm đầu năm 2006 20 Năm 2006 năm thị trường chứng khoán Việt Nam đánh giá thời kỳ "bùng nổ" thị trường kể từ ngày khai trương thị trường năm 2000 Năm 2006, thị trường chứng khoán tăng trưởng ngoạn mục, với số VnIndex tăng từ 305 điểm vào cuối năm 2005 lên 751 điểm cuối năm 2006, số VN Index 246% so với số Vnindex 2005 thức ghi dấu Việt Nam trở thành TTCK tăng trưởng nhanh giới năm 2006 Đồ thị VN-Index năm 2006 3.2 Giai đoạn năm 2007 Bước vào năm 2007 có thuận lợi sau 20 năm đổi lực kinh tế nước ta kinh nghiệm tổ chức, quản lý điều hành kinh tế thị trường tăng lên đáng kể Việc nước ta trở thành thành viên Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) tạo thêm hội để kinh tế nước ta hội nhập sâu rộng vào kinh tế giới 21 - Tổng sản phẩm nước (GDP) năm 2007 theo giá so sánh 1994 ước tính tăng 8,48% so với năm 2006, khu vực công nghiệp xây dựng tăng 10,6% - Giá tiêu dùng năm diễn biến phức tạp có xu hướng tăng cao tháng cuối năm Giá tiêu dùng tháng 12 năm tăng 2,91% so với tháng trước So với tháng 12 năm 2006, giá tiêu dùng năm 2007 tăng 12,63% - Giá USD tháng 12/2005 giảm 0,03% so với cuối năm 2005, bình quân tỷ giá USD/VND tăng 0.62% so với năm 2006, mức tỷ giá xem ổn định năm - Lãi suất tiền gửi: không kỳ hạn: 3,06%, kỳ hạn tháng: 8,19%, kỳ hạn 12 tháng: 8,8% - Thị trường chứng khoán: Năm 2007, thị trường chứng khoán Việt Nam tăng trưởng trái với quy luật năm trước Từ đầu năm, người kỳ vọng chứng khoán dần tăng mạnh vào thời điểm cuối năm theo nhiều dự báo lạc quan đạt mốc 1.200 điểm, mốc cao năm 1.175 điểm lại rơi vào ngày 12/03, so với đỉnh này, VNIndex cuối năm giảm 254 điểm VNIndex phiên giao dịch cuối năm dừng mức 921 điểm, tăng 170 điểm so với mức 751 điểm đầu năm, tăng 43 điểm so với "đáy" 878 điểm vào ngày 12/08 Nhìn lại, năm 2006, VNIndex đạt 751 điểm cuối năm, tăng 477 điểm so với mức 304 điểm vào đầu năm tăng 352 điểm so với “đáy” 399 điểm vào ngày 02/08 Có thể chia làm giai đoạn sau: 1/ Tháng 01/2007 đến tháng 03/2007: Thời kỳ hoàng kim 2/ Nửa sau tháng 03/2007 đến cuối tháng 04/2007: Đợt sụt giảm 3/ Tháng 05/2007: Tạm phục hồi 4/ Tháng 06/2007 đến hết tháng 08/2007: Đợt sụt giảm thứ hai, đánh dấu giai đoạn suy thoái 22 Đồ thị VN-Index năm 2007 3.3 Giai đoạn năm 2008: Kinh tế Việt Nam năm 2008 diễn bối cảnh tình hình giới nước có nhiều biến động phức tạp, khó lường Giá dầu thơ giá nhiều loại nguyên liệu, hàng hoá khác thị trường giới tăng mạnh tháng năm kéo theo tăng giá mức cao hầu hết mặt hàng nước; lạm phát xảy nhiều nước giới; khủng hoảng tài tồn cầu dẫn đến số kinh tế lớn suy thoái, kinh tế giới suy giảm - Tổng sản phẩm nước (GDP) năm 2008 theo giá so sánh 1994 ước tính tăng 6,23% so với năm 2007, khu vực cơng nghiệp xây dựng tăng 6,33%; khu vực dịch vụ tăng 7,2% 23 - Giá tiêu dùng năm 2008 nhìn chung tăng cao diễn biến phức tạp, khác thường so với xu hướng giá tiêu dùng năm trước Giá tăng cao từ quý I liên tục tăng lên quý II, quý III, tháng quý IV liên tục giảm (so với tháng trước, tháng 10 giảm 0,19%; tháng 11 giảm 0,76%, tháng 12 giảm 0,68%) nên giá tiêu dùng tháng 12 năm 2008 so với tháng 12 năm 2007 tăng 19,89% số giá tiêu dùng bình quân năm tăng 22,97% - Giá đô la Mỹ tháng 12/2008 so với tháng trước tăng 1,14%; so với kỳ năm trước tăng 6,31% Giá la Mỹ bình qn năm 2008 so với năm 2007 tăng 2,35% - Lãi suất tiền gửi: không kỳ hạn: 3,68%, kỳ hạn tháng: 13,34%, kỳ hạn 12 tháng: 13,46% - Thị trường chứng khoán: Thị trường xuống xu hướng chủ đạo năm 2008, xu hướng đỉnh VN-Index 1,104 điểm vào ngày 10/10/2007 Năm 2008 năm điều chỉnh giảm cho giai đoạn bùng nổ 2006-2007, với tác động từ khủng hoảng tài giới bắt nguồn từ Mỹ khiến VN-Index tụt giảm sâu dự đoán nhiều chuyên gia Năm 2008 năm chứng kiến nhiều khó khăn kinh tế TTCK Việt nam Kết thúc năm, VN-Index giảm mạnh 65,73% so với ngày 2/1/08 xuống 315,62 điểm, giảm 73,04% so với mức đỉnh 1.170,67 (12/03/07) Trong diễn biến phức tạp kinh tế, biến động TTCK Việt Nam chia làm giai đoạn chính: Giai đoạn (02/01/08-20/06/08): TTCK xuống áp lực hạn chế tín dụng nước; Giai đoạn (23/06/08-27/08/08): thị trường hồi phục nhẹ lạm phát có xu hướng giảm; Giai đoạn (28/08/08-31/12/08): thời kỳ bi quan TTCK ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế toàn cầu 24 Đồ thị VN-Index năm 2008 3.4 Giai đoạn năm 2009 : Bước vào năm 2009, kinh tế Việt Nam tiếp tục gặp nhiều khó khăn, thách thức Khủng hoảng tài số kinh tế lớn năm 2008 đẩy kinh tế giới vào tình trạng suy thối, làm thu hẹp đáng kể thị trường xuất khẩu, thị trường vốn, thị trường lao động tác động tiêu cực tới nhiều lĩnh vực kinh tế-xã hội khác nước ta - Tổng sản phẩm nước (GDP): Theo đà suy giảm kinh tế tháng cuối năm 2008, tốc độ tăng tổng sản phẩm nước quý I/2009 đạt 3,14%, quý có tốc độ tăng thấp nhiều năm gần đây; quý II, quý III quý IV năm 2009, tốc độ tăng tổng sản phẩm nước nâng dần lên 4,46%; 6,04% 6,9% Tính chung năm 2009, tổng sản phẩm nước tăng 5,32%, bao gồm: khu vực công nghiệp xây dựng tăng 5,52% 25 - Giá tiêu dùng năm 2009 tương đối ổn định, tháng tháng 12 số giá tiêu dùng tăng 1%, tháng lại giảm tăng thấp nên số giá tiêu dùng tháng 12 năm 2009 so với tháng 12 năm 2008 tăng 6,52%, thấp nhiều so với tiêu tăng 10% Quốc hội đề Chỉ số giá tiêu dùng bình quân năm 2009 tăng 6,88% so với bình quân năm 2008, mức thấp năm trở lại - Chỉ số giá đô la Mỹ tháng 12/2009 tăng 3,19% so với tháng trước; tăng 10,7% so với kỳ năm 2008 - Lãi suất tiền gửi : không kỳ hạn: 2.85%, kỳ hạn tháng : 10.15%, kỳ hạn 12 tháng : 10.37% - Thị trường chứng khoán: Năm 2009 năm tăng trưởng bất ngờ ấn tượng Nếu tính từ ngày 01/01/2009 đến 31/12/2009 VN-Index tăng thêm 171, 96 điểm từ 312,49 điểm lên đến 494,77 điểm tương đương với mức tăng 58% Nếu tính từ đáy thấp năm VN-Index mốc 234,66 điểm vào ngày 24/02/2009 đỉnh cao 633,21 điểm vào ngày 23/10/2009 VN-Index tăng 2,69 lần Đồ thị VN-Index năm 2009 26 3.5 Giai đoạn năm 2010 : Kinh tế giới năm 2010 phục hồi sau khủng hoảng tài tồn cầu có chuyển biến tích cực, song nhìn chung chưa thực ổn định cịn tiềm ẩn nhiều yếu tố bất lợi tác động đến kinh tế Việt Nam - Tổng sản phẩm nước (GDP) năm 2010 tăng 6,78% so với năm 2009, công nghiệp, xây dựng tăng 7,7% - Chỉ số giá tiêu dùng tháng 12/2010 so với tháng 12/2009 tăng 11,75% Chỉ số giá tiêu dùng bình quân năm 2010 tăng 9,19% so với bình quân năm 2009 - Chỉ số giá đô la Mỹ tháng 12/2010 tăng 2,86% so với tháng trước; tăng 9,68% so với kỳ năm 2009 Năm 2010 chứng kiến giá VND so với đôla Mỹ bất chấp việc đồng đôla Mỹ giá mạnh so với ngoại tệ khác đồng Yên Nhật, Nhân dân tệ Trung Quốc thị trường giới - Lãi suất tiền gửi: không kỳ hạn: 3%, kỳ hạn tháng: 11.14%, kỳ hạn 12 tháng 11.5% - Thị trường chứng khoán: TTCK trải qua năm giao dịch biến đầy biến động Nửa đầu năm 2010, TTCK biến động biên độ hẹp 480 - 550 điểm với khoản mức trung bình Trong khoảng thời gian từ tháng đến tháng 8, TTCK bước vào giai đoạn lao dốc Trong vòng tháng, Vn - Index 16% Từ cuối tháng 8, bất ổn kinh tế dần bộc lộ đỉnh điểm đầu tháng 11, sách tiền tệ đột ngột thay đổi - thể rõ tâm kiềm chế lạm phát, kéo theo đua lãi suất ngân hàng Với TTCK, điểm ngạc nhiên sau tuần rơi mạnh biến động khó lường tỷ giá giá vàng nước, thị trường quay đầu hồi phục vào cuối tháng 11, đầu tháng 12 VN - Index từ đầu năm 517 đến cuối năm giảm nhẹ 484 (giảm 6%) Mức độ vốn hóa thị trường đạt 590.873 tỷ đạt xấp xỉ 30% GDP năm 2009 27 Đồ thị VN – Index năm 2010 * Chú giải nguồn thông tin: - Các thông tin tổng sản phẩm nước (GDP), giá tiêu dùng, giá USD lấy từ trang web Tổng cục Thống kê (http://www.gso.gov.vn) - Thông tin lãi suất tiền gửi lấy từ trang web công ty Vietstock (http://macro.vietstock.vn) - Thông tin thị trường chứng khốn lấy từ trang web http://www.cophieu68.com 3.6 Tóm tắt chương - Năm 2006: lạm phát (6,6%) thấp tăng trưởng GDP (8,17%) Tỷ giá khơng có biến động nhiều (1%) lãi suất mức bình thường khơng có đặc biệt Chỉ số VN-Index tăng trưởng mạnh Thể tăng GDP (hay nói tăng giá trị sản xuất cơng nghiệp) có quan hệ chiều với số chứng khoán VN-Index 28 - Năm 2007: lạm phát tăng cao (12,63%) tăng cao tốc độ tăng trưởng GDP (8,48%) cao lãi suất tiền gửi kỳ hạn 12 tháng (8,8%) Nghĩa lạm phát tăng cao mức đáng kể Xu hướng chung thị trường chứng khoán suy giảm Kết thể rõ rệt ảnh hưởng tác động nghịch chiều lạm phát sơ chứng khốn - Năm 2008: Lạm phát tiếp tục tăng cao (19,89%) so với tăng GDP (6,23%) Thị trường chứng khoán xuống xu hướng chủ đạo năm 2008 Kết thể lạm phát có quan hệ tác động nghịch chiều đến số chứng khoán - Năm 2009: lạm mức thấp năm trở lại (6,88%) cao tốc độ GDP (5,32%) chút Chỉ số đôla Mỹ tháng 12/2009 Thị trường chứng khoán tăng trưởng bất ngờ ấn tượng tăng 58% (hay tăng 171,96 điểm) Cho thấy tỷ giá đơla Mỹ có quan hệ tác động chiều đến số chứng khốn Ngồi việc giảm lạm phát có quan hệ nghịch chiều với tăng trưởng số giá chứng khoán - Năm 2010: lạm phát cao GDP không nhiều Tỷ giá đôla Mỹ tăng (9,68%) Chỉ số chứng khoán cuối năm giảm sút với đầu năm: thể quan hệ chiều với q trình tăng tỷ giá đơla Mỹ Chương trình bày tình hình thực tế kinh tế vĩ mơ chứng khốn Việt Nam qua năm từ năm 2006 đến 2010 Phần đánh giá chung yếu tố giai đoạn năm trình bày chương phần phân tích thống kê mô tả 29 Chương PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Chương trình bày mơ hình nghiên cứu đề xuất dựa vào giả thuyết mối quan hệ tác động biến độc lập với biến phụ thuộc từ chương Kế đến trình bày phương pháp kinh tế lượng sử dụng để ước lượng mơ hình hồi quy sử dụng luận văn Trong phần phương pháp kiểm định tính dừng, kiểm định đồng tích hợp mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM trình bày cách chi tiết Kế đến phần mơ tả, cách tính biến Sau phần thông tin mẫu nghiên cứu nguồn liệu nghiên cứu 4.1 Mơ hình nghiên cứu Mơ hình nghiên cứu xây dựng dựa vào giả thuyết mối quan hệ biến rút từ phần sở lý thuyết Bốn biến số kinh tế vĩ mô lạm phát, giá trị sản xuất công nghiệp, lãi suất tỷ giá để nghiên cứu ảnh hưởng tác động đến số chứng khốn VN-Index 4.1.1 Mơ hình nghiên cứu đề xuất Lạm phát Lãi suất tiền gửi (-) (-) (+) Chỉ số chứng khoán VNIndex Tỷ giá đôla Mỹ (+) Giá trị SX công nghiệp 30 Ghi chú: • Dấu (+) dự kiến có ảnh hưởng tác động chiều biến kinh tế vĩ mơ tương ứng đến số chứng khốn • Dấu (-) dự kiến có ảnh hưởng tác động ngược chiều biến kinh tế vĩ mô tương ứng đến số chứng khốn 4.1.2 Mơ hình tốn mơ hình hồi quy đề xuất Sau chọn biến độc lập có mối quan hệ với biến phụ thuộc dựa vào kết nghiên cứu phần sở lý thuyết, bước chọn dạng hàm mơ hình nghiên cứu (hay cịn gọi mơ hình tốn nghiên cứu) Việc chọn dạng hàm hồi quy thể mơ hình biểu diễn quan hệ biến kinh tế vĩ mô với biến số giá chứng khoán, luận văn tiến hành khảo sát riêng dạng hàm hồi quy phù hợp biến độc lập với biến phụ thuộc Sử dụng chức ước lượng dạng mơ hình (curve estimate) thể mối quan hệ biến độc lập biến phụ thuộc phần mềm SPPS ta có kết hệ số phù hợp R2, giá trị p-value phép kiểm định độ phù hợp mơ sau: Bảng 4.1 Kết ước lượng mơ hình quan hệ vn_index CPI Biến phụ thuộc: VN_INDEX Equation Tóm tắt kiểm định mơ hình R F df1 df2 Square Linear 0.239 18.203 58 Logarithm 0.229 17.198 58 ic Biến độc lập: CPI Sig Ước lượng tham số Constant b1 000 1283.133 -5.239 000 3845.492 -668.379 31 Từ bảng kết chạy ta thấy giá trị R2 mơ hình tuyến tính (0.239) cao mơ hình log (0.229) có giá trị p-value < 0.01 ta chọn dạng mơ hình tuyến tính cho quan hệ biến số giá tiêu dùng CPI biến số giá chứng khoán vn_index Bảng 4.2 Kết ước lượng mơ hình quan hệ quan hệ vn_index IP Biến phụ thuộc : VN_INDEX Equation Tóm tắt kiểm định mơ hình R Square F df1 df2 Linear 0.065 4.039 58 Logarithmic 0.054 3.320 58 Biến độc lập: IP Ước lượng tham số Sig Constant b1 049 909.676 -.006 074 3687.847 -285.458 Từ bảng kết chạy ta thấy giá trị R2 mơ hình tuyến tính (0.065) cao mơ hình log (0.054) có giá trị p-value < 0.05 ta chọn dạng mơ hình tuyến tính cho quan hệ biến giá trị sản xuất công nghiệp IP biến số chứng khoán vn_index Bảng 4.3 Kết ước lượng mơ hình quan hệ quan hệ vn_index Int_rate Biến phụ thuộc: VN_INDEX Equation Tóm tắt kiểm định mơ hình R F df1 df2 Square Linear 0.200 14.537 58 Logarithmic 0.252 19.543 58 Biến độc lập: Int_Rate Sig .000 000 Ước lượng tham số Constant b1 854.894 1248.060 -33.472 -328.394 Từ bảng kết chạy ta thấy giá trị R2 mô hình log (0.252) cao mơ hình tuyến tính (0.200) có giá trị p-value < 0.01 ta chọn dạng mơ hình log - tuyến tính cho quan hệ biến lãi suất IP biến số giá chứng khoán VN_index với lograrith biến lãi suất Int_rate 32 Bảng 4.4 Kết ước lượng mơ hình quan hệ quan hệ vn_index Ex_rate Biến phụ thuộc: VN_INDEX Equation Tóm tắt kiểm định mơ hình R Square F df1 df2 Sig Linear 0.174 12.225 58 001 Logarithmic 0.181 12.837 58 001 Ước lượng tham số Constant b1 1761.818 -.068 12606.169 -1231.975 Biến độc lập: Ex_Rate Từ bảng kết chạy ta thấy giá trị R2 mơ hình log (0.181) cao mơ hình tuyến tính (0.174) có giá trị p-value < 0.05 ta chọn dạng mơ hình log - tuyến tính cho quan hệ biến tỷ giá Ex_rate biến số chứng khoán VN_index với logarith biến tỷ giá Int_rate Kết luận, ta xây dựng mơ hình tốn nghiên cứu đề xuất luận văn VN_index = βo + β1 CPI + β2 IP + β3 LnInt_rate + β4 LnEx_rate Quan hệ biến số kinh tế thường không mang tính xác hàm, kết cịn chịu tác động sai số biến chưa nghiên cứu Do ta đưa vào phương trình lượng sai số U ta có mơ hình kinh tế lượng cần nghiên cứu sau: Do mơ hình kinh tế lượng đề xuất là: VN_index = βo + β1 CPI + β2 IP + β3 LnInt_rate + β4 LnEx_rate + U Trong đó: - VN_index : số chứng khoán VN_Index - CPI : số giá hàng tiêu dùng (chỉ số lạm phát) - IP : giá trị sản xuất công nghiệp - LnInt_rate : logarith Nêpe (lãi suất tiền gửi) - LnEx_rate : logarith Nêpe (tỷ giá đô la Mỹ) -U : sai số & biến chưa nghiên cứu 33 Theo Huỳnh Đạt Hùng, Nguyễn Khánh Bình - Phạm Xuân Giang (2011) Sai số ngẫu nhiên U đại diện cho tất yếu tố khơng phải biển giải thích tác động đến biến phụ thuộc bao gồm: + Những yếu tố chưa biết + Những yếu tố khơng có số liệu + Những yếu tố không ảnh hưởng nhiều đến biến phụ thuộc + Sai số số liệu thống kê + Sai lệch chọn dạng hàm số + Những yếu tố mà tác động khơng mang tính hệ thống + U cịn đại diện cho ảnh hưởng yếu tố độc lập khác, thực tế có ảnh hưởng đến biến phụ thc ta khơng đưa vào mơ hình ví dụ như: cung tiền Sau có mơ hình kinh tế lượng, nhiệm vụ ước lượng tham số liệu thu thập xử lý Kế kiểm định giả thuyết mơ hình Và cuối diễn giải kết mơ hình 4.2 Vấn đề hồi quy giả chuỗi liệu thời gian không dừng Theo Nguyễn Quang Đông (2008), giả thiết hồi quy theo phương pháp bình phương bé (gọi tắt hồi quy OLS) biến giải thích phi ngẫu nhiên, chúng có giá trị xác định Nếu mơ hình chuỗi thời gian mà biến giải thích lại khơng dừng giả thiết hồi quy OLS bị vi phạm Nói cách khác hồi quy OLS khơng áp dụng với chuỗi không dừng Một vấn đề khác liên quan đến tính khơng dừng là vấn đề tương quan giả tạo (Spurious correlation) Nếu mơ hình có biến giải thích không dừng chứa đựng xu tăng (hoặc giảm) đồng thời biến phụ thuộc chứa đựng xu ước lượng thu ước lượng có ý nghĩa thống kê cao R2 cao song giả tạo hai biến có xu Tóm lại phương pháp hồi quy bình phương bé (hồi quy OLS) phù hợp với chuỗi liệu chuỗi dừng Nếu chuỗi liệu không dừng phải tiếp 34 tục xét xem sai phân liệu có dừng khơng? Đó là lý luận văn phải thực kiểm định tính dừng 4.3 Kiểm định tính dừng Mục đích: Tính dừng (Stationary): Yt chuỗi dừng giá trị trung bình, phương sai đồng phương sai (ở độ trễ khác nhau) giống cho dù việc đo lường chúng thời điểm nào.Nếu liệu khơng dừng => phân tích hồi qui khơng có ý nghĩa “hồi qui giả” Theo Hồng Trọng Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), tính dừng chuỗi liệu hiểu tăng trưởng hay suy giảm liệu mà liệu dao động gần tập trung xung quanh trục nằm ngang theo chiều tăng thời gian Theo Dickey Fuller (1979), để xác định chuỗi liệu thời gian chuỗi liệu dừng hay khơng dừng, ta cần thực kiểm định tính dừng Có nhiều tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng, luận văn này, kiểm nghiệm đơn vị (unit root test) sử dụng để kiểm nghiệm tính dừng Xét mơ hình sau Yt = ρYt−1 + ut −1≤ρ≤1 (3.1) Trong đó: ut yếu tố ngẫu nhiên mơ hình hồi quy cổ điển nghĩa ut có trung bình khơng, phương sai khơng đổi hiệp phương sai không Và ut gọi nhiễu trắng (White noise) - Nếu ρ = => Yt = ut Yt chuỗi dừng - Nếu ρ = 1, Yt bước ngẫu nhiên (random walk) Yt chuỗi khơng dừng Đó ý tưởng phía sau kỹ thuật kiểm định tính dừng kiểm nghiệm đơn vị Do để kiểm định tính dừng Yt, ta kiểm định giả thuyết 35 Ho: ρ = (Yt chuỗi không dừng hay có nghiệm đơn vị) H1: ρ < (Yt chuỗi dừng) Thực biến đổi phương trình (3.1) Yt − Yt−1 = ρYt−1 − Yt−1 + ut ΔYt = (ρ − 1)Yt−1 + ut ΔYt = δYt−1 + ut Trong đó: δ = ρ − 1, Δ toán tử sai phân Sai phân bậc I : ΔYt = Yt − Yt−1 Sai phân bậc II: Δ(ΔYt) = Δ2(Yt) = Yt -2Yt-1 + Yt-2 Trường hợp kiểm định chuổi không dừng ta chuyển sang kiểm định chuỗi sai phân bậc I Nhiều nghiên cứu cho thấy đại đa số chuổi liệu có xu hướng dừng sau biến đổi sang sai phân cấp Yt gọi liên kết bậc ΔYt chuỗi dừng, ký hiệu I(1) Dickey-Fuller (DF) dã đưa tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng sau: Ho: ρ = (chuỗi không dừng) H1: ρ < (chuỗi dừng) Ta ước lượng mô hình (3.1), τ = ρ /Se(ρ) có phân bố DF Nếu giá trị tuyệt đối τ > trị tuyệt đối τα bác bỏ Ho tức trường hợp chuỗi dừng Việc kiểm định tính dừng thực tế sử dụng phần mềm EVIEWS 7.0 Khi hai hay nhiều chuỗi thời gian không dừng cấp độ biến, dừng cấp sai phân có xu di chuyển với dài hạn Mối quan hệ gọi đồng tích hợp Và việc ước lượng hàm hồi quy đồng tích hợp khơng có hồi quy giả mạo 36 4.4 Kiểm định đồng tích hợp Mục đích: để xác định có tồn mối quan hệ dài hạn biến Engle Granger (1987) cho kết hợp tuyến tính chuỗi thời gian khơng dừng chuỗi dừng kết hợp đồng tích hợp => tồn mối quan hệ cân dài hạn biến Theo Engle Granger (1987), chuỗi Xt Υt I(1) tồn tổ hợp tuyến tính zt = Υt - γ2Xt có liên kết I(0) X Υ gọi chuỗi đồng tích hợp (cointegrated series) Một cách tổng quát, Yt Xt I(d) tồn tổ hợp tuyến tính Zt = Yt - γXt I(0) hai chuỗi gọi đồng tích hợp bậc d Khi chuỗi đồng tích hợp việc hồi quy hai biến với có ý nghĩa mặt thống kê (khơng phải hồi quy giả tạo lúc xu chung khử lẫn nhau) điều giúp bảo tồn thơng tin dài hạn lấy hồi quy sai phân chúng thể thông tin biến động ngắn hạn Theo ngơn ngữ lý thuyết đồng tích hợp hồi quy Yt theo Xt trường hợp gọi hồi quy đồng tích hợp, hệ số hồi quy gọi tham số đồng tích hợp Trường hợp hai hay nhiều chuỗi liệu thời gian dừng sau thực biến đổi sai phân cấp 1, tiếp tục kiểm định đồng tích hợp (cointergration test) - Nếu chuỗi chuỗi dừng bậc gọi I(1) chúng đồng tích hợp - Trong luận văn kiểm tra đồng tích hợp theo phương pháp Johansen & Juselius (1990) chương trình EVIEW Phương pháp dựa ước lượng giá 37 trị “maximum likelihood”, giá trị maximum Engle” giá trị thống kê “trace value” để xem có tồn véctơ đồng tích hợp khơng? Giả thiết Ho: khơng có đồng tích hợp Giả thiết H1: có tồn đồng tích hợp Nếu “trace value” “maximum Eigen value” < “Critical Value” chấp nhận giả thiết Ho Nếu “trace value” “maximum Eigen value” > “Critical Value” bác bỏ giả thiết Ho - Trường hợp kết kiểm tra phát có tồn véc tơ đồng tích hợp, có nghĩa tồn mối quan hệ dài hạn biến Khi ta xác định hồi quy đồng tích hợp để đánh giá ảnh hưởng tác động biến độc lập biến phụ thuộc Sau kiểm định quan hệ đồng tích hợp xác nhận có mối quan hệ đồng tích hợp, mơ hình hồi quy đồng tích hợp ước lượng để kiểm định hệ số hồi quy đồng tích hợp thể mối quan hệ dài hạn biến 4.5 Ước lượng mơ hình hồi quy đồng tích hợp (Cointergrating regresstion) Việc ước lượng mơ hình hồi quy đồng tích hợp luận văn sử dụng phương pháp ước lượng OLS hiệu chỉnh hoàn toàn Phillips and Hansen (1990) Phillips Hansen (1990) đề xuất ước lược sử dụng hiệu chỉnh tham số để loại trừ vấn đề gây tương quan dài hạn phương trình đồng kết hợp thay đổi có tính ngẫu nhiên biến độc lập Kết Phương pháp OLS điều chỉnh hoàn toàn (Fully Modified OLS - FMOLS) ước lượng khơng chệnh có giá trị tiệm cận hiệu hoàn toàn cho phép sử dụng kiểm định Wald tiêu chuẩn sử dụng suy diễn thống kê theo phân phối Chi bình phương 38 Điều kiện để áp dụng phương pháp phải tồn quan hệ đồng tích hợp biến kiểm định đồng tích hợp cần phải thực trước thực phương pháp hồi quy Phương trình hồi quy đồng tích hợp có dạng sau: VN-Index = βo + β1 CPI + β2 IP + β3 LNint-rate) + β4 LNex-rate) + ε Trong đó: - VN_index: số chứng khốn VN_Index - CPI: số giá hàng tiêu dùng (chỉ số lạm phát) - IP : giá trị sản xuất công nghiệp - LnInt_rate: logarith Nêpe (lãi suất tiền gửi) - LnEx_rate : logarith Nêpe (tỷ giá đô la Mỹ) - Giả thuyết Ho : β1 = β2 = β3 = β4 = (tức khơng có mối quan hệ biến vĩ mô với biến số chứng khốn) - Giả thuyết H1: có Bi ≠ Theo ngơn ngữ lý thuyết đồng tích hợp hồi quy Yt theo Xt trường hợp gọi hồi quy đồng tích hợp, hệ số hồi quy gọi tham số đồng tích hợp Việc ước lượng phương trình hồi quy đồng tích hợp phương pháp OLS hiệu chỉnh hoàn toàn (Fully-modified OLS) phù hợp cho liệu khơng có tính dừng phần mềm EVIEWS * Các kiểm định thực hiện: Kiểm định F kiểm định ý nghĩa chung mơ hình kiểm định ý nghĩa hệ số xác định R2 Thực kiểm định Wald với giả thuyết Ho : hệ số hồi quy không Ho: hệ số xác định R2 = 39 Kiểm định t cho hệ số hồi quy thực thông qua giá trị p-Value bảng kết hồi quy cho biết hệ số hồi quy đồng tích hợp có ý nghĩa thống kê Hệ số R2 điều chỉnh cho biết mức độ giải thích mơ hình biến phụ thuộc VN_index Ngồi kiểm định tính dừng phần dư từ phương trình hồi quy thực Nếu phần dư có tính dừng lần khẳng định mơ hình hồi quy đồng tích hợp phù hợp * Khác biệt phương pháp ước lượng hồi quy đồng tích hợp sử dụng luận văn so với nghiên cứu trước Phương pháp ước lượng hồi quy đồng tích hợp sử dụng luận văn có khác biệt với phương pháp suy luận mơ hình hồi quy đồng tích hợp từ mơ hình VECM thường sử dụng nghiên cứu trước có liên quan đến mơ hình Phương pháp thường hay dùng suy luận mơ hình hồi quy đồng tích hợp từ mơ hình VECM có hạn chế khơng tính R2 mơ hình hồi quy đồng tích hợp thể mối quan hệ dài hạn nên cho biết mơ hình giải thích % biến thiên số chứng khoán VN-Index Việc suy luận khiến cho việc lấy số liệu phần dư từ mơ hình bỏ vào mơ hình điều chỉnh sai số ECM gặp khó khăn Dẫn đến phải sử dụng sai số mơ hình hồi quy OLS (mà có kết hồi quy sai lệch quan hệ đồng tích hợp biến) Việc sử dụng Phương pháp ước lượng hồi quy đồng tích hợp trực tiếp từ liệu nghiên cứu luận văn điểm luận văn Phương pháp ước lượng hồi quy đồng tích hợp sử dụng luận văn này: Một giúp cho đánh giá mức độ giải thích mơ hình biến động số VN-Index Hai việc lấy liệu phần dư từ mơ hình dài hạn để chuyển sang cho mơ 40 hình ngắn hạn thực dễ dàng để đảm bảo hệ số thể tốc độ điều chỉnh cân dài hạn mô hình điều chỉnh sai số (ECM) mơ hình hồi quy đồng tích hợp xác 4.6 Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error corection model) Theo Nguyễn Quang Đông (2008) hồi quy biến liệu thời gian, biến chuỗi liệu khơng dừng kết giả mạo Nhưng sai phân chúng chuỗi dừng ta thực hồi quy OLS cho sai phân Tuy nhiên xét hồi quy sai phân (tức không xem xét hồi quy đồng tích hợp biến) bỏ thơng tin dài hạn quan hệ biến Vì điều lại xảy ra? Như xét mục trước, Yt Xt chuỗi khơng dừng hồi quy chúng giả tạo Nếu Yt Xt đồng tích hợp bậc I(1) ΔYt ΔXt dừng nên thực hồi quy OLS song lúc lại thơng tin dài hạn quan hệ Yt Xt Thật vậy, dài hạn Yt = Yt-1 ΔYt = 0, tương tự ΔXt = khơng có thay đổi điểm cân Tuy nhiên ngắn hạn lại có cân Vì xem sai số ngẫu nhiên ut = Yt - β1 - β2Xt sai số cân ngắn hạn Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM Sargan, Engle Granger (1987) phát triển nhằm xác định cân ngắn hạn Xét mơ hình: ΔYt = α0 + α1ΔXt + α2ECt-1 + vt (*) với et phần dư mơ hình Yt với Xt Số hạng α2ECt-1 đo mức độ cân kỳ trước Mơ hình (*) ước lượng thay đổi Yt vào thay đổi Xt cân kỳ trước 41 Như nêu, Yt Xt chuỗi khơng dừng hồi quy chúng giả tạo Nếu Yt Xt đồng tích hợp bậc 1, sai phân chúng dừng Khi ta thực hồi quy ΔY ΔX Trong dài hạn ta có Yt = Yt-1, ΔY = 0, tương tự, ΔX = Vì khơng có thay đổi điểm cân Trong xét ngắn hạn lại có cân ΔY = β1 + β2 ΔX + β3 ECt-1 + εt (4.15) (3.3) Trong EC phần dư hồi quy ΔY phụ thuộc vào AX, εt nhiễu trắng Số hạng β3 ECt-1 phần cân Mơ hình 4.15 ước lượng phụ thuộc mức thay đổi ΔY vào mức thay đổi ΔX mức cân thời kỳ trước Mơ hình (3.3) gọi mơ hình ECM Do biến sai phân chuỗi dừng mơ hình ECM ước lượng hồi quy OLS Phương trình hồi quy sai phân biến có dạng sau: D(VN-Index) = βo + β1 D(CPI) + β2 D(VN-Index) + β3 D(LnInt-Rate) + β4 D(LnEx-Rate) + β5 ECT(-1) + ε Trong đó: - d(vn_index) sai phân bậc biến VN-Index (chỉ số chứng khoán VNIndex) - c hệ số βo tức hệ số chặn (intercept) phương trình hồi quy - d(cpi) sai phân bậc biến CPI (chỉ số giá tiêu dùng) - d(ip) sai phân bậc biến IP (giá trị sản xuất công nghiệp) - d(Lnint_rate) sai phân bậc biến LNint-rate (logarith lãi suất tiền gửi) - d(Lnex_rate) sai phân bậc biến LNex-rate (logarith tỷ giá đôla Mỹ) - ECT(-1) biến sai số từ phương trình hồi quy đồng tích hợp với độ trễ 42 - Giả thuyết Ho : β1 = β2 = β3 = β4 = (tức khơng có mối quan hệ sai phân biến vĩ mô với sai phân biến số chứng khốn) - Giả thuyết H1: có Bi ≠ Việc ước lượng phương trình hồi quy đồng tích hợp phương pháp OLS phần mềm EVIEWS 7.0 * Các kiểm định thực hiện: Kiểm định t cho hệ số hồi quy thực thông qua giá trị p-Value bảng kết hồi quy cho biết hệ số hồi quy đồng tích hợp có ý nghĩa thống kê Hệ số R2 điều chỉnh cho biết mức độ giải thích mơ hình biến phụ thuộc VN_index Phân tích phần dư qua đồ thị phân dư phân tán ngẫu nhiên ta kết luận mơ hình phù hợp 4.7 Mơ tả đo lường biến nghiên cứu Biến phụ thuộc: - Chỉ số giá chứng khoán (VN-Index): thể số chứng khốn VN-Index tính bình qn tháng từ liệu VN-index ngày sở giao dịch chứng khốn TP.HCM theo cơng thức sau: Σ VN-index (ngày theo giá đóng cửa) VN-index (tháng) = -N (số ngày có giao dịch tháng) Trong giai đoạn từ ngày 01/01/2006 đến 31/12/2010 Biến độc lập: - CPI : Chỉ số giá tiêu dùng giai đoạn 2006 – 2010 Chỉ số giá tiêu dùng luận văn tính sở xem tháng 12/2005 kỳ gốc tức 43 CPI tháng 12/2005 = 100 Chỉ số giá tiêu dùng xem biến số thể tình trạng lạm phát - IP: Giá trị sản xuất công nghiệp: Giá trị sản xuất công nghiệp lấy từ trang web tổng cục thống kê đơn vị tính tỷ đồng tính theo giá so sánh năm 1994 Tức yếu tố lạm phát loại trừ việc tính tốn giá trị sản xuất công nghiệp - LnEx-Rate: Logarit tự nhiên tỷ giá đôla Mỹ Tỷ giá thể tỷ giá đô la Mỹ thị trường TP Hồ Chí Minh (đồng/1 USD) Số liệu tính bình qn tháng từ tỷ giá đơla Mỹ thực tế thị trường TP.HCM - LnInt_Rate: Logarith tự nhiên lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng bình quân (Lưu ý luận văn lãi suất tiền gửi thực tức lãi suất trừ tỷ lệ lạm phát đo qua số giá tiêu dùng sử dụng): Lãi suất tiền gửi kỳ hạn bình qn tháng tính bình qn theo lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng chi nhánh ngân hàng TP Hồ Chí Minh chi nhánh ngân hàng Nông nghiệp Phát triển Nông Thôn, chi nhánh Ngân hàng Thương mại cổ phần Á Châu (ACB) chi nhánh Ngân hàng Đầu tư Phát triển Do tính cạnh tranh ngân hàng nên giá trì bình quân từ chi nhánh xem giải thích cho lãi suất tiền gữi chung thị trường sau trừ tỷ lệ lạm phát hàng tháng để tính lãi suất tiền gửi thực 4.8 Dữ liệu nghiên cứu - Dữ liệu nghiên cứu chủ yếu số liệu thứ cấp - Chỉ số chứng khoán VN-Index: lấy số liệu hàng ngày số chứng khốn theo giá đóng cửa trang web Sở giao dịch Chứng khoán TP.Hồ Chí Minh http://www.hsx.vn/hsx/Modules /Statistic /VnindexStatistic.aspx sau tính bình qn theo tháng 44 - Chỉ số giá tiêu dùng theo số liệu lấy từ trang web Tổng cục Thống Kê http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=433&idmid=3: có sẵn số liệu hàng tháng sau tính tốn quy đổi số giá tiêu dùng với kỳ gốc 12/2005 kỳ gốc tức CPI tháng 12/2005 = 100 - Tỷ giá đôla Mỹ: tỷ giá đôla Mỹ thị trường tự Ban Vật giá thành phố thu thập hàng ngày Cuối tháng tính số bình qn tháng cung cấp cho Cục Thống kê TP.HCM Số liệu lấy từ Cục thống kê TP.HCM - Lãi suất tiền gửi: thu thập lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng ngân hàng thương mại (Ngân hàng Nông nghiệp, Ngân hàng Đầu tư Ngân hàng ACB) Sau tính lãi suất tiền gửi kỳ hạn bình qn tháng Do tính cạnh tranh thị trường tiền gửi ngân hàng, việc lấy liệu ngân hàng để tính bình quân đại diện cho lãi suất tiền gửi thị trường - Giá trị sản xuất công nghiệp (Industrial production): Tại Việt Nam số liệu giá trị sản xuất công nghiệp tháng Tổng cục thống kê công bố trang web http://www.gso.gov.vn/ - Khung thời gian thu thập liệu từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2010 biết việc lấy số liệu với khoảng thời gian dài tốt việc thu thập lãi suất ngân hàng gặp khó khăn nên lấy thời gian năm nói 45 SƠ ĐỒ TÓM TẮT PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Giả thuyết nghiên cứu Mơ hình kinh tế lượng đề xuất Thu thập liệu để ước lượng tham số mô hình KTL Kiêm định tính dừng liệu Khơng dừng Kết k.định Kiểm định tính dừng sai phân bậc Khơng dừng Ngừng Có dừng Hồi quy OLS cổ điển Có dừng Kết k.định Kiểm định đồng tích hợp Có dừng Khơng có Kết k.định Lựa chọn độ trễ tối ưu Hồi quy OLS cho sai phân (thể mối quan hệ ngắn hạn) Khơng có quan hệ dài hạn Có đồng tích hợp Có quan hệ dài hạn Hồi quy đồng kết hợp (thể mối quan hệ dài hạn) 46 4.9 Tóm tắt chương Chương trình bày việc thiết lập mơ hình nghiên cứu dựa giả thuyết mối quan hệ biến lập từ chương Việc lựa chọn mơ hình tốn mơ hình kinh tế lượng dựa vào khảo sát dạng hàm số thể mối quan hệ biến độc lập với biến phụ thuộc Dựa thành kinh tế lượng đại việc nghiên cứu hồi quy chuỗi liệu thời gian đòi hỏi phải xét xem liệu có tính dừng hay khơng? Nếu có dùng hồi quy theo phương pháp bình phương nhỏ cổ điển Cịn liệu khơng dừng buộc phải xét xem có mối quan hệ đồng tích hợp khơng? Nếu có ta xét hồi quy đồng tích hợp thể mơ hình quan hệ dài hạn biến nghiên cứu Ngồi mơ hình ECM xác định để tìm hiểu mối quan hệ ngắn hạn trình cân trở xu hướng mối quan hệ dài hạn Chương nêu cụ thể biến nghiên cứu tính tốn, đo lường nào? Và thông tin cụ thể nguồn liệu thu thập sử dụng cho nghiên cứu 47 Chương PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Trong chương mở đầu phần thống kê mơ tả để có nhìn tổng quan biến động số chứng khoán VN-Index yếu tố kinh tế vĩ mô lạm phát, lãi suất, tỷ giá giá trị sản xuất công nghiệp giai đoạn nghiên cứu (1/2006 – 12/2010) Do liệu nghiên cứu liệu thời gian nên trình bày kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu Kết mơ hình hồi quy đồng tích hợp trình bày thể mối quan hệ yếu tố vĩ mơ với số chứng khốn dài hạn kết mơ hình hồi quy điều chỉnh sai số ECM thể mối quan hệ ngắn hạn Sau phần giải thích chi tiết kết đạt 5.1 Phân tích thống kê mơ tả Sử dụng phần mềm EVIEWS 7.0 chạy liệu cho kết thống kê mô tả sau: Bảng 5.1 Kết thống kê mô tả cho chuổi số liệu Trung bình Trung vị Tối đa Tối thiểu Độ lệch chuẩn Hệ số bất đối xứng(Skewness) Hệ số nhọn (Kurtosis) VN_INDEX CPI IP EX_RATE INT_RATE 585.0910 133.2469 53501.62 17343.40 8.060570 506.5850 142.9679 53949.50 16714.00 7.021935 1110.990 171.2915 75647.00 21283.00 17.10167 261.5400 101.2000 31720.00 15790.00 3.450000 238.6211 22.26225 10036.28 1467.403 3.191413 0.961694 -0.076540 0.037835 0.743858 1.191939 2.691341 1.483078 2.622234 2.403406 3.941387 Thống kê JB Xác suất 9.486734 0.008709 5.811216 0.054716 0.371082 0.830655 6.423053 0.040295 16.42271 0.000272 Tổng Tổng bình phương chênh lệch 35105.46 7994.811 3210097 1040604 483.6342 3359462 29240.86 5.94E+09 1.27E+08 600.9218 60 60 60 60 60 Số quan sát 48 Nghiên cứu sử dụng liệu thu thập từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2010 nên có tất 60 quan sát cho tất biến nghiên cứu số giá chứng khoán (VN-Index), số giá (CPI), tỷ giá (Ex_Rate), giá trị sản xuất công nghiệp (IP), lãi suất tiền gửi (Int-Rate) Số liệu bảng 4.1 thấy khoảng thời gian từ tháng 1/2006 đến 12/2010: * Chỉ số chứng khoán sàn HOSE (VN-Index): Giá trị trung bình 585,09 điểm độ phân tán so với giá trị trung bình 238,62 điểm Chỉ số chứng khoán vào thời điểm cao 1110,99 số chứng khoán vào thời điểm thấp 261,54 điểm Đồ thị 5.1 Biến động số chứng khoán VN-Index từ 1/2006 đến 12/2010 VN-Index 1,200 1,000 800 600 400 200 I II III IV 2006 I II III IV 2007 I II III IV 2008 I II III IV 2009 I II III IV 2010 Theo đồ thị trên: Chỉ số chứng khoán VN-Index tăng cao năm 2007 (đỉnh 1110,99 vào tháng 3/2007) bắt đầu trượt xuống đến đáy vào đầu năm 2009 (đáy 261,54 vào tháng 3/2009) sau hồi phục dần đạt mức cao 521.2 tháng 4/2010 đến cuối thời kỳ (tháng 12/2010) đạt 474.4 49 Sự phát triển TTCK Việt Nam từ năm 2006 đến tạm chia làm giai đoạn: Giai đoạn 2006 – 2007: Đây giai đoạn phát triển nóng TTCK Việt Nam đến để lại dấu ấn khó quên: VN- Index đạt kỷ lục Giai đoạn 2008 đến tháng 2/2009: giai đoạn sụt giảm nghiêm trọng TTCK Việt Nam ảnh hưởng xấu từ yếu tố vĩ mơ, khủng hoảng tài toàn cầu Giai đoạn tháng năm 2009: TTCK bắt đầu gượng dậy sau cú sốc giai đoạn trước * Chỉ số giá tiêu dùng (CPI): Chỉ số giá tiêu dùng trung bình 133,25% độ phân tán so với giá trị trung bình 22,26 Chỉ số giá tiêu dùng cao 171,29% số giá tiêu dùng thấp 101,20% Đồ thị 5.2 Biến động số giá tiêu dùng CPI từ 1/2006 đến 12/2010 CPI 180 170 160 150 140 130 120 110 100 I II III IV 2006 I II III IV 2007 I II III IV 2008 I II III IV 2009 I II III IV 2010 Đồ thị cho thấy số giá tiêu dùng cho tăng đặn qua năm 50 * Giá trị sản xuất công nghiệp (IP): Giá trị sản xuất cơng nghiệp trung bình 53.501 tỷ đồng độ phân tán so với giá trị trung bình 10.036 tỷ đồng Giá trị sản xuất công nghiệp cao 75.647 tỷ đồng Giá trị sản xuất công nghiệp thấp 31.720 tỷ đồng (Lưu ý tất tính theo giá cố định năm 1994) Đồ thị 5.3 Biến động giá trị sản xuất công nghiệp từ 1/2006 đến 12/2010 IP 80,000 70,000 60,000 50,000 40,000 30,000 I II III IV 2006 I II III IV 2007 I II III IV 2008 I II III IV 2009 I II III IV 2010 Đồ thị cho thấy mặt dù có sụt giảm số tháng năm xu chung cho thấy giá trị sản xuất công nghiệp tăng qua năm * Lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng (Int-Rate): Lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng trung bình 8.96%/năm với độ phân tán so với giá trị trung bình 3,18% Lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng cáo 17,33 % lãi suất tiền gửi kỳ hạn tháng thấp 5,81% 51 Đồ thị 5.4 Biến động lãi suất tiền gửi từ 1/2006 đến 12/2010 INT_RATE 18 16 14 12 10 I II III IV 2006 I II III IV 2007 I II III IV 2008 I II III IV 2009 I II III IV 2010 Đồ thị cho thấy lãi suất tiền gửi tăng đột biến năm 2008 sau trở lại mức cũ vào đầu năm 2009 sau tăng dần * Tỷ giá đôla Mỹ (Ex-Rate): Tỷ giá đôla Mỹ trung bình 17.343 đồng/ USD độ phân tán so với giá trị trung bình 1467,40 Tỷ giá đơla Mỹ cao 21.283 đồng/USD tỷ giá đôla Mỹ thấp 15.790 đồng/USD 52 Đồ thị 5.5 Biến động tỷ giá đô la Mỹ từ 1/2006 đến 12/2010 Ex-rate 22,000 21,000 20,000 19,000 18,000 17,000 16,000 15,000 I II III IV 2006 I II III IV 2007 I II III IV 2008 I II III IV I 2009 II III IV 2010 Đồ thị cho thấy tỷ giá ổn định suốt năm 2006 2007 sau bắt đầu biến động theo chiều hướng tăng nhanh cuối năm 2010 5.2 Kết kiểm tra tính dừng (Unit Root Test) Như trình bày chương phần phương pháp nghiên cứu, phương pháp hồi quy bình phương bé (hồi quy OLS) phù hợp với chuỗi liệu chuỗi dừng Nếu chuỗi liệu không dừng phải áp dụng phương pháp hồi quy đồng tích hợp Đó lý phải kiểm định tính dừng Ngồi liệu thời gian thường khơng dừng nên việc kiểm định tính dừng cần thiết để áp dụng phương pháp kiểm định phù hợp - Sử dụng phần mềm EVIEWS, thực kiểm định Unit Root Test loại Augmented Dickey-Fuller cho kết sau: - Kết kiểm định nghiệm đơn vị ban đầu cho thấy chuỗi khơng dừng Sau chuyển sang sai phân bậc chuỗi dừng 53 - Giả thuyết Ho: ρ = nghĩa chuỗi có nghiệm đơn vị (tức chuỗi khơng dừng) - H1: ρ < chuỗi khơng có nghiệm đơn vị (tức chuỗi dừng) - Giá trị tuyệt đối t > giá trị tuyệt đối tα bác bỏ giả thuyết H0 tức chuỗi dừng Bảng 5.2 Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu Giá trị tuyệt đối tα 2,082454 Mức α Kết luận VN_index Giá trị tuyệt đối t 2,594027 α =10% Không bác bỏ giả định không dừng CPI 0,435698 2,594027 α =10% Không bác bỏ giả định không dừng IP 0,10258 2,594521 α =10% Không bác bỏ giả định không dừng LnInt_Rate 1,933505 2,593551 α =10% Không bác bỏ giả định không dừng LnEx_Rate 0,34534 2,593551 α =10% Không bác bỏ giả định không dừng Biến số Kết kiểm định cho thấy thấy chuỗi liệu biến không dừng tất dừng chuyển sang sai phân bậc Bảng 5.3 Kết kiểm định tính dừng giá trị sai phân bậc liệu Sai phân bậc Giá trị tuyệt đối t Giá trị tuyệt đối tα Mức α Kết luận D(VN_index) 4,389269 3,548208 α =1% Bác bỏ giả định không dừng D(CPI) 3,145647 2,912631 α =5% Bác bỏ giả định không dừng D(IP) 9,422126 3,550396 α =1% Bác bỏ giả định không dừng D(LnInt_Rate) 7,992955 3,548208 α =1% Bác bỏ giả định không dừng D(LnEx_Rate) 7,823049 3,548208 α =1% Bác bỏ giả định không dừng 54 Do tất biến dừng sai phân bậc nên chuyển sang bước kiểm định đồng tích hợp 5.3 Kết kiểm tra đồng tích hợp (Cointergration test) Khi ước lượng hàm hồi quy chuỗi thời gian, mơ hình đồng tích hợp khơng có hồi quy giả mạo - Giả thuyết Ho khơng có phương trình đồng tích hợp - Giả thuyết H1 có phương trình đồng tích hợp - Kiểm định sử dụng phương pháp Johansen Cointegration Test cho nhóm tất biến nghiên cứu Bảng 5.4 Kết kiểm định đồng tích hợp Chuỗi liệu: VN-Index IP Int-Rate CPI Ex-Rate Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Giả thuyết Ho Giá trị riêng Giá trị thống kê vết ma trận ma trận Giá trị tới hạn Eigenvalue Trace Statistic (5%) Giá trị xác suất p-value None * 0.555116 81.34742 69.81889 0.0045 At most 0.296838 35.18079 47.85613 0.4385 At most 0.158242 15.10721 29.79707 0.7731 At most 0.087343 5.288198 15.49471 0.7775 At most 0.001379 0.07868 3.841466 0.7791 Trace test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * Thể bác bỏ giả thuyết Ho mức α = 0.05 55 Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Giả thuyết Ho Giá trị riêng ma trận Eigenvalue Giá trị riêng cực đại ma trân Max-Eigen Statistic Giá trị tới hạn (5%) Giá trị xác suất p-value None * 0.555116 46.16663 33.87687 0.0011 At most 0.296838 20.07358 27.58434 0.3361 At most 0.158242 9.819007 21.13162 0.7614 At most 0.087343 5.209519 14.2646 0.7152 At most 0.001379 0.07868 3.841466 0.7791 Max-eigenvalue test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * Thể bác bỏ giả thuyết Ho mức α = 0.05 Nguồn: Tác giả tự tính Kết kiểm tra đồng tích hợp theo giá trị thống kê vết (trace) theo giá trị riêng cực đại (Maximum Eigenvalue) bác bỏ giả thiết Ho khơng có quan hệ đồng tích hợp nào, tức khẳng định có tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến mơ hình nghiên cứu Như chuyển sang bước kết tiếp xác định mơ hình hồi quy đồng tích hợp Khi chuỗi đồng tích hợp việc hồi quy hai biến với có ý nghĩa mặt thống kê (khơng phải hồi quy giả tạo lúc xu chung khử lẫn nhau) bảo tồn thơng tin dài hạn khơng cần chuyển sang hồi quy sai phân chúng 5.4 Ước lượng mơ hình hồi quy đồng tích hợp (Cointergration regression ) Mơ hình hồi quy cần ước lượng là: VN_index = βo + β1 CPI + β2 IP + β3 LnInt_rate + β4 LnEx_rate + ε Trong đó: - VN_index: số chứng khoán VN_Index 56 - CPI: số giá hàng tiêu dùng (chỉ số lạm phát) - IP : giá trị sản xuất công nghiệp - LnInt_rate: logarith Nêpe lãi suất tiền gửi - LnEx_rate : logarith Nêpe tỷ giá đô la Mỹ - Giả thuyết Ho : β1 = β2 = β3 = β4 = (tức khơng có mối quan hệ biến vĩ mơ với biến số chứng khốn) - Giả thuyết đối H1: có Bi ≠ - Mức ý nghĩa α chọn α = 0.10 Việc ước lượng phương trình hồi quy đồng tích hợp phương pháp OLS hiệu chỉnh hoàn tồn (Fully-modified OLS) chuỗi liệu khơng dừng đồng tích hợp phần mềm EVIEWS 7.0 Bảng 5.5 Kết hồi quy đồng tích hợp ban đầu Giá trị p-value Hệ số hồi quy Sai số chuẩn CPI IP LnEx_rate LnInt_rate C -10.66201 0.026031 -728.7428 -209.2981 8142.204 5.543536 0.008093 1152.28 150.0313 10755.47 R-squared 0.37812 Mean dependent var 589.7836 Adjusted R-squared 0.332055 S.D dependent var 237.8608 S.E of regression 194.3987 Sum squared resid 2040707 0.669752 Long-run variance 85276.05 Biến số Durbin-Watson stat Nguồn: Tác giả tự tính Thống kê t -1.923323 3.216523 -0.632436 -1.39503 0.757029 0.0597 0.0022 0.5298 0.1687 0.4523 57 Bảng 5.6 Kết kiểm định Wald Equation: EQ_DONGLIENKET Test Statistic Value df F-statistic 5.41626 (4, 54) Chi-square 21.66504 Null Hypothesis: C(1)=0,C(2)=0,C(3)=0,C(4)=0 Probability 0.001 0.0002 Kết kiểm định Wald với giá trị xác xuất thống kê F có giá trị α