GIỚI THIỆU
Bối cảnh
Để nghiên cứu tác động của giá dầu và bất ổn chính sách kinh tế đến chỉ số VN-Index, trước hết cần xem xét bối cảnh tình hình Thế giới và Việt Nam qua các biến động trong đời sống kinh tế, xã hội giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2022
1.1.1 Bối cảnh thế giới Đại dịch Covid-19 bùng phát vào đầu năm 2020 đã gây ra thiệt hại nặng nề không chỉ về mặt con người, xã hội mà còn làm suy giảm tăng trưởng nền kinh tế toàn cầu Các nghiên cứu cho thấy chỉ số GDP đã sụt giảm tới 6,9% so với cùng kỳ
2019 (Hoài Anh, 2020), các quốc gia là trung tâm sản xuất như Trung Quốc, Nhật Bản, Hoa Kỳ phải tạm dừng sản xuất, cắt giảm nhân lực, làm cho chuỗi cung ứng bị đứt đoạn, ảnh hưởng đến các hoạt động đầu tư, thương mại trên thế giới
Năm 2021 đánh dấu sự phát triển của ngành y tế khi nghiên cứu thành công các loại vaccine phòng ngừa Covid-19, nền kinh tế theo đó cũng đã có những chuyển biến tích cực với các chính sách đúng đắn từ nhà nước Nhu cầu tiêu dùng của người dân gia tăng mạnh mẽ, hàng hóa dịch vụ được đẩy mạnh sản xuất, dẫn đến lạm phát tăng ở nhiều nước trên thế giới Trong tháng 6/2021, lạm phát Hoa Kỳ tăng mạnh, trong khi tại Trung Quốc, theo báo cáo của Tổng cục Thống kê Trung Quốc (NBS), chỉ số giá nhà sản xuất (PPI) tháng 5 của nước này tăng 9% so với cùng kỳ năm trước, con số lớn nhất kể từ tháng 9/2008 (TBKTVN, 2021)
Không chỉ nền kinh tế bất ổn, giá dầu thế giới còn ghi nhận sự biến động bởi tình trạng dịch bệnh và chiến tranh Nga – Ukraine Từ khi Nga quyết định phát động chiến tranh toàn diện với Ukraine vào tháng 02/2022, nhiều quốc gia thành viên Liên minh châu âu (EU), Nhật Bản, Australia, New Zealand, Hoa Kỳ đã áp dụng các lệnh trừng phạt với mục đích làm tê liệt nền kinh tế nước này Các lệnh trừng phạt chủ yếu nhằm vào lĩnh vực ngân hàng, trao đổi tiền tệ, xuất khẩu và nhập khẩu Điều này khiến sản lượng dầu ở Nga có thể sụt giảm 17% trong năm 2022 (Reuters, 2022) khi đối diện với các lệnh cấm nhập khẩu, buôn bán dầu mỏ của Hoa Kỳ và EU Với vai trò là Quốc gia sản xuất và xuất khẩu dầu hàng đầu thế giới và chiếm khoảng 10% nguồn cung toàn cầu, việc áp các lệnh cấm vận đã ảnh hưởng đến nguồn cung dầu cho thị trường Dầu là yếu tố đầu vào của nhiều quá trình sản xuất nên việc khan hiếm sẽ làm giá cả nhiều mặt hàng tăng chóng mặt, tác động đến nhiều ngành sản xuất, nguy cơ làm tăng tỷ lệ lạm phát
Thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua nhiều biến động trong giai đoạn từ năm 2010 đến năm 2022 Sự phục hồi sau khủng hoảng tài chính toàn cầu năm
2008 và các biện pháp kích thích nền kinh tế của Chính phủ như cắt giảm lãi suất, tăng đầu tư công và phát triển các lĩnh vực kinh tế mới Điều này đã tạo ra môi trường thuận lợi cho các doanh nghiệp phát triển, đồng thời cũng thúc đẩy sự tăng trưởng của thị trường chứng khoán (TTCK)
Tuy nhiên, từ cuối năm 2017 đến đầu năm 2018, TTCK đã gặp phải một biến động mạnh do tác động của sự bất ổn toàn cầu và cuộc chiến thương mại giữa Mỹ và Trung Quốc Điều này đã khiến TTCK Việt Nam lao dốc mạnh Tuy vậy, từ năm
2018 đến nay, thị trường đã có sự phục hồi và mở rộng Các biện pháp cải cách chính sách của Chính phủ và Sở Giao dịch Chứng khoán đã nâng cao hiệu quả hoạt động của thị trường và tăng sự tin tưởng của nhà đầu tư
Trong cùng giai đoạn, Việt Nam cũng là quốc gia nhập khẩu dầu và có mối quan hệ mật thiết với giá dầu quốc tế Giá dầu thế giới và giá dầu Việt Nam đã trải qua nhiều biến động lớn do nhiều yếu tố ảnh hưởng như cung và cầu, sự ổn định chính trị và tình hình kinh tế toàn cầu
Trong nửa đầu thập kỷ, giá dầu có xu hướng tăng và đạt đỉnh vào năm 2011 Tuy nhiên, việc gia tăng cung dầu và sự bất ổn trong kinh tế quốc tế đã khiến giá dầu giảm sau đó Từ năm 2014 đến đầu năm 2016, giá dầu chịu ảnh hưởng mạnh mẽ từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, gây ra khó khăn lớn cho các quốc gia nhập khẩu dầu như Việt Nam Tuy nhiên, sau giai đoạn này, giá dầu đã tăng trở lại do nhu cầu tăng cao và các biện pháp cắt giảm sản lượng của OPEC và các nhà sản xuất khác
Năm 2020, giá dầu đã chịu ảnh hưởng nghiêm trọng từ đại dịch Covid-19, giảm sút mạnh do sự suy thoái kinh tế toàn cầu Năm 2021, giá xăng dầu trên thị trường thế giới tăng từ 64,25 - 72,04% so với năm 2020, nhưng việc Bộ Công Thương
- Bộ Tài chính Việt Nam tăng cường sử dụng Quỹ Bình ổn giá xăng dầu nên giá bán lẻ xăng dầu ở Việt Nam chỉ tăng 28,87 - 37,09% Điều này đã tạo nên sự khác biệt lớn, giá dầu trong nước đã được kiềm chế tăng trước hiện tượng tăng rất rất mạnh của giá xăng dầu thế giới Ba tháng đầu năm 2022, giá xăng dầu thế giới vẫn tăng khá mạnh (từ 58,50 - 79,79%), nhưng do ở Việt Nam, số dư Quỹ Bình ổn giá xăng dầu không còn nhiều nên giá bán lẻ xăng dầu ở Việt Nam tăng 36,14 - 48,0%, khá sát với mức tăng của giá thế giới (Phạm Minh Thuỵ, 2022)
Ngoài ra, trong thời gian từ 2010 đến 2022, TTCK Việt Nam đã trải qua nhiều thay đổi và biến động lớn do nhiều yếu tố kinh tế và chính trị
Tác động của đại dịch Covid-19 đã ảnh hưởng đến cung và cầu trong nước, làm giảm đầu tư ngoài nhà nước và FDI Việc thực hiện biện pháp giãn cách xã hội theo Chỉ thị số 16/CT-TTg của Thủ tướng Chính phủ 1 cũng làm tổng cầu và doanh thu trong 06 tháng đầu năm của các lĩnh vực như dịch vụ tiêu dùng, lưu trú có sụt giảm đáng kể so với cùng kỳ năm trước Để thích ứng với bối cảnh trong nước cũng như hỗ trợ người dân vượt qua giai đoạn khó khăn, Chính phủ đã triển khai các gói hỗ trợ tài chính trực tiếp để ổn định kinh tế và giúp người dân và doanh nghiệp vượt qua khó khăn
Cuộc xung đột vũ trang giữa Nga và Ukraine vào đầu năm 2022 cũng gây nên những tác động đến giá xăng dầu trong nước, cụ thể: từ ngày 21/02/2022 đến 21/06/2022, giá xăng đã tăng 48,4% từ 22.150 đồng lên 32.870 đồng, giá dầu tăng 31,2% từ 23.390 đồng lên 30.810 đồng 2 Giá xăng dầu tăng đột biến làm tăng giá thành sản phẩm, tạo áp lực lên lạm phát và sức cạnh tranh của hàng hóa sản xuất Tuy vậy, từ tháng 7/2022, giá xăng dầu bắt đầu hạ nhiệt và ổn định quanh mức chưa xảy ra xung đột Cả hai TTCK và giá dầu đều tiếp tục đối mặt với nhiều biến động và thách thức trong tương lai.
Lý do chọn đề tài
TTCK Việt Nam được đánh giá vẫn rất hấp dẫn khi tính đến năm 2022, chỉ số P/E (Price to Earning ratio) nằm ở khoảng 12 lần, trong khi các thị trường khác như Thái Lan, Philippines, Malaysia, Indonesia, đều cao hơn Việt Nam khoảng 16 lần; ROE (Return On Equity) của VN-Index đạt khoảng 15%, cao hơn mức 9 - 10% của các nước trong khu vực (Lê Anh, 2022) Tính đến ngày 23/06/2023, VN-Index được giao dịch với chỉ số P/E lịch sử ở mức 13,2 lần chiết khấu 20% so với P/E trung bình
5 năm VnDirect vừa có báo cáo chiến lược TTCK 6 tháng cuối năm 2023 với điểm
1 Chỉ thị số 16/CT-TTg, ngày 31-3-2020 của Thủ tướng Chính phủ “Về thực hiện các biện pháp cấp bách phòng, chống dịch COVID-19”
2 Sử dụng số liệu Vùng 1 của Xăng RON 95-III, giá dầu DO 0,001S-V, cập nhật từ trang nhấn định giá của VN-Index vẫn còn tương đối hấp dẫn khi so với quá khứ và các nước trong khu vực (An Phong, 2023)
Hình 1.1 So sánh chỉ số P/E thị trường Việt Nam so với các thị trường quốc tế và so với các thời điểm quá khứ
Các số liệu này cho thấy TTCK Việt Nam là một kênh huy động vốn hiệu quả của nền kinh tế, và các nhà đầu tư đã sẵn sàng đầu tư một số tiền lớn vào thị trường này để tạo ra lợi nhuận Vì vậy, việc nghiên cứu về TTCK Việt Nam là một đề tài hấp dẫn
TTCK Việt Nam có tính nhạy cảm cao đối với các thông tin thị trường Một trong những thông tin nổi bật hiện nay của thị trường mà đề tài tập trung quan sát đó là dịch Covid-19 Tính nhạy cảm của TTCK Việt Nam đã và đang thể hiện rõ nét trong giai đoạn dịch Covid-19, bằng chứng là lượng tiền đổ vào chứng khoán rất nhiều Ở giai đoạn đầu tiên của dịch, chỉ số VN-Index vào tháng 3/2020 ghi nhận 662 điểm Đến cuối năm 2021, giai đoạn dịch bệnh diễn biến phức tạp, chỉ số VN-Index đã xác lập mức cao kỷ lục với 1.498 điểm 3
Các thông tin liên quan đến chiến tranh, tình hình chính trị cũng ảnh hưởng đáng kể đến TTCK Việt Nam Kể từ đầu năm 2022 đến nay, có ba nhóm tin tức có khả năng ảnh hưởng đến giá cổ phiếu, bao gồm: (i) tình hình cuộc xung đột giữa Nga- Ukraine, (ii) tiến trình nâng lãi suất của Cục Dự trữ Liên bang Mỹ (FED) và (iii) báo cáo của các tổ chức lớn (Hà My, 2022) Ví dụ điển hình cho việc tình hình cuộc xung đột giữa Nga - Ukraine ảnh hưởng đến TTCK Việt Nam là chỉ số VN-Index có thời điểm giảm xuống quanh mốc 1.140 điểm như tháng 07/2022; điều đáng nói cũng tại thời điểm điển hình này, dòng tiền cũng ở mức thấp hầu như tại tất cả các nhóm ngành, khối lượng giao dịch khớp lệnh trên sàn HOSE theo trung bình ngày ở mức thấp nhất trong 1 năm (Thảo Nguyên, 2022)
Từ những diễn biến nổi bật trên, giá dầu và chỉ số bất ổn chính sách kinh tế - EPU (Economic Policy Uncertainty) là hai yếu tố quan trọng mà đề tài quan tâm nghiên cứu Trong dài hạn, thế giới vẫn còn phụ thuộc vào dầu mỏ Vì vậy, có thể nhận định khách quan rằng những tính toán của các nhà hoạch định chính sách các quốc gia vẫn sẽ luôn bị ảnh hưởng bởi giá dầu Bất kỳ một sự sốc giá dầu nào ở cả phía cung và cầu đều tác động đến sự phát triển chung của thị trường, nhất là các ngành vận tải, vật liệu xây dựng, dịch vụ và dầu khí Do đó, giá dầu cũng là một nhân tố hấp dẫn để nghiên cứu, đặc biệt là khi các “cuộc chiến” giá dầu thế giới có những biến động căng thẳng Mặt khác, Baker và cộng sự (2016) đã phát triển một chỉ số EPU về sự bất ổn của chính sách kinh tế dựa trên định lượng mức độ đưa tin của báo chí về sự không chắc chắn của nền kinh tế liên quan đến chính sách và đã được các nghiên cứu trước đó chỉ ra tác động của nó đến VN-Index
Những lý do trên cho thấy, TTCK Việt Nam luôn bị ảnh hưởng bởi các yếu tố khác nhau, nổi bật trong số đó là giá dầu, sự bất ổn của nền kinh tế liên quan đến chính sách các quốc gia và những thông tin liên quan đến các nhân tố trên Chính vì lẽ đó, nhóm tác giả chọn nghiên cứu đề tài “Tác động của giá dầu và bất ổn chính sách kinh tế thế giới đến chỉ số VN-Index” Nhóm tác giả kỳ vọng có thể làm rõ được hơn tác động của biến dầu và biến chỉ số EPU đến chỉ số VN-Index trong giai đoạn có những biến động về dịch Covid-19, căng thẳng chính trị giữa các quốc gia và chính sách về giá dầu Từ đó đóng góp những kết quả thực nghiệm hữu ích và kiến nghị thiết thực đến sự phát triển của TTCK Việt Nam, cũng như gia tăng giá trị cổ phiếu doanh nghiệp Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu nhằm phân tích tác động của biến đổi giá dầu và chỉ số EPU lên chỉ số VN-Index Kết quả dự kiến sẽ làm rõ mối liên hệ giữa yếu tố kinh tế, chính trị thế giới và TTCK Đồng thời, kết quả nghiên cứu sẽ hỗ trợ cơ quan hoạch định chính sách trong việc duy trì ổn định thị trường và hỗ trợ nhà đầu tư trong quá trình ra quyết định kinh doanh và quản lý rủi ro
Câu hỏi nghiên cứu
Để đạt được mục tiêu nghiên cứu nêu trên, đề tài đặt ra một số câu hỏi nghiên cứu như sau:
Một là, giá dầu và chỉ số bất ổn chính sách kinh tế thế giới có tác động đến
TTCK Việt Nam thông qua chỉ số VN-Index?
Hai là, mức độ ảnh hưởng của giá dầu và bất ổn chính sách kinh tế thế giới lên chỉ số VN-Index như thế nào?
Ba là, cần có những khuyến nghị nào cho nhà đầu tư để giúp họ quản lý rủi ro và tối ưu hóa đầu tư trên TTCK Việt Nam?
Đối tượng, phạm vi nghiên cứu
1.5.1 Đối tượng nghiên cứu Đề tài tập trung nghiên cứu mối quan hệ giữa giá dầu, chỉ số EPU và chỉ số VN-Index
Về không gian: Nghiên cứu được thực hiện dựa trên số liệu giá dầu thế giới, chỉ số EPU thế giới và chỉ số giá chứng khoán tại Việt Nam;
Về thời gian: Dữ liệu được dùng để thực hiện nghiên cứu được thu thập từ năm 2010 đến năm 2022.
Bố cục đề tài
Đề tài của nhóm gồm 5 chương, cụ thể như sau:
Chương 2: Cơ sở lý thuyết và tổng quan tình hình nghiên cứu
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Kết quả nghiên cứu
Chương 5: Kết luận và hàm ý chính sách
Chương 1 đã giới thiệu các nội dung chính của đề tài Trước khi đi vào chi tiết, chương này đề cập đến bối cảnh kinh tế - chính trị và biến động thị trường chứng khoán trong giai đoạn này Từ đó, nhóm tác giả chọn nghiên cứu tác động của giá dầu và sự không chắc chắn của chính sách kinh tế đến chỉ số VN-Index Đề tài nhằm cung cấp thông tin cho các nhà đầu tư, giúp họ quản lý rủi ro và tối ưu hóa các khoản đầu tư trên thị trường chứng khoán Việt Nam Đồng thời đưa ra những khuyến nghị cho các cơ quan, nhà hoạch định chính sách nhằm duy trì sự phát triển ổn định của nền kinh tế Việt Nam.
CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN TÌNH HÌNH NGHIÊN CỨU
Cơ sở lý thuyết
2.1.1 Chỉ số giá chứng khoán
TTCK là nơi diễn ra hoạt động mua bán, trao đổi các loại chứng khoán như cổ phiếu, trái phiếu, chứng chỉ quỹ, TTCK là kênh huy động vốn cho doanh nghiệp, phân bổ nguồn lực tài chính và thể hiện triển vọng tế Tại Việt Nam, TTCK còn thể hiện chính sách kinh tế khi có sự tham gia trực tiếp của Nhà nước Giá chứng khoán trong ngày được giới hạn trong biên độ giá ±7% so với giá tham chiếu 4 , từ đó hạn chế các thiệt hại cho nền kinh tế
Giá cổ phiếu có liên quan chặt chẽ đến chỉ số giá chứng khoán Chỉ số VN- Index là chỉ số tổng hợp sự biến động của toàn bộ cổ phiếu đang được niêm yết tại
Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh - gọi tắt là HOSE Tuy chỉ số VN-Index không thể hiện toàn cảnh TTCK Việt Nam nhưng có thể dựa vào chỉ số này để đánh giá diễn biến trên thị trường tài chính bởi: số lượng công ty niêm yết ở HOSE nhiều hơn HNX, giá trị vốn hóa vào tháng 7/2023 trên HOSE đạt hơn 4,87 triệu tỷ đồng (Hà Anh, 2023) so với 297,47 nghìn tỷ đồng ở HNX (M.P, 2023) Vì vậy, chỉ số VN-Index có thể đại diện toàn cảnh TTCK Việt Nam
Phân tích xu hướng của chỉ số này là bước đầu tiên giúp cho nhà đầu tư xác định có nên tham gia vào TTCK hay không, nên phân bổ nguồn vốn như thế nào Hiện nay, VN-Index được tính theo công thức:
Những biến động về giá trị vốn hoá hiện tại sẽ làm thay đổi chỉ số VN-Index TTCK có tính nhạy cảm cao với các thay đổi trên thị trường Điều kiện kinh tế, tâm lý thị trường và các yếu tố vĩ mô sẽ có tác động đến chỉ số VN-Index
Quy luật cung cầu và tâm lý thị trường có tác động đáng kể đến biến động của VN-Index Khi có các thông tin tích cực về nền kinh tế và doanh nghiệp, nhà đầu tư
4 Theo Khoản 6 Điều 9 Quy chế Giao dịch Chứng khoán tại Sở Giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh ban hành kèm theo Quyết định số 352/QĐ-SGDHCM ngày 30 tháng 6 năm 2021 của Tổng Giám đốc Sở sẽ có niềm tin, từ đó nhu cầu mua cổ phiếu cao hơn cung cổ phiếu, VN-Index tăng Ngược lại, trong giai đoạn suy thoái kinh tế, nhà đầu tư lo ngại các rủi ro đầu tư làm cầu thấp hơn cung, dẫn đến VN-Index giảm
Các yếu tố kinh tế vĩ mô như lạm phát, lãi suất, tỷ giá hối đoái, có ảnh hưởng mạnh đến biến động và xu hướng của TTCK
Hình 2.1: Lịch sử thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2000 đến
Một thống kê của Agriseco Research về chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số giá chứng khoán cho thấy khi CPI đạt mức cao nhất vào năm 2008, chỉ số VN-Index giảm mạnh; khi CPI ổn định vào 2009 thì chỉ số giá chứng khoán tăng trở lại Điều này cho thấy khi kinh tế tăng trưởng, lạm phát giảm, VN-Index có xu hướng tăng cao và ngược lại
Nghiên cứu của Douglas & Roley (1985) cho rằng giá cổ phiếu giảm khi tỷ lệ thất nghiệp cao hoặc tăng cao khi có thông tin tích cực về lạm phát, hay các diễn biến kinh tế chính trị trên thế giới cũng tác động đến chỉ số chỉ số giá chứng khoán của quốc gia Dẫn chứng được tổng hợp tại Hình 2.2 dưới đây:
Hình 2.2: Tổng hợp biến động chỉ số VN-Index qua các sự kiện chính trị thế giới
Nhìn chung, trong 1 đến 3 tháng, chỉ số VN-Index thay đổi không quá nhiều trước các sự kiện chính trị trên thế giới Tuy nhiên sau 3 đến 6 tháng kể từ lúc diễn ra sự kiện, thị trường sẽ thay đổi đáng kể Điều này cho thấy tác động của tình hình thế giới đến TTCK Việt Nam có độ trễ
Những thay đổi của nền kinh tế thế giới cũng ảnh hưởng đến sự phát triển TTCK Việt Nam Trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế, vào tháng 6/2008, VN-Index đã sụt giảm trên 60% so với thời điểm cuối năm 2007, chỉ còn 307.55 điểm Trong
103 phiên giao dịch đã có 71 phiên giảm điểm (Nguyễn Hoàng, 2013) Cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới khởi nguồn từ Mỹ và đã lan ra toàn cầu Khi kinh tế các quốc gia trên thế giới tăng trưởng tốt, đầu tư ròng và đầu tư vào TTCK sẽ tăng và ngược lại, khi kinh tế gặp khủng hoảng, các nhà đầu tư nước ngoài sẽ rút vốn Điều này sẽ làm nền kinh tế lao dốc do TTCK phản ánh thực trạng và tương lai của doanh nghiệp
Từ thực tiễn cho thấy, chỉ số VN-Index chịu sự tác động của diễn biến kinh tế, chính trị trên thế giới
Giá dầu đóng vai trò quan trọng trong nền kinh tế toàn cầu Giá dầu không chỉ ảnh hưởng đến các ngành công nghiệp then chốt như vận tải và sản xuất năng lượng mà còn có tác động đến sự ổn định của các nền kinh tế quốc gia Biến động của giá dầu thường phản ánh các yếu tố như cung cầu, ảnh hưởng chính trị và tình hình kinh tế thế giới
Hình 2.3: Giá dầu thô trước những biến động kinh tế và địa chính trị
Theo đó, các sự kiện địa chính trị có thể gây gián đoạn trong nguồn cung dầu và dẫn đến tăng giá dầu, ví dụ như năm 2022 với sự kiện chiến tranh Nga - Ukraine; Suy thoái kinh tế như năm 2008 đã làm giảm nhu cầu và giá dầu giảm mạnh vào năm
Với 2/3 khối lượng giao dịch trên toàn thế giới, dầu Brent đã trở thành tiêu chuẩn của dầu thô (Vương Duy, 2022) Vì tính ứng dụng cao và chiếm khối lượng lớn trên thị trường nên giá dầu Brent thường được dùng để phản ánh tình hình biến động giá dầu trên thế giới Theo nghiên cứu của Mai Anh (2022), giá dầu Brent chịu ảnh hưởng của các vấn đề chính trị trên thế giới Trong năm 2018, các chuyên gia nhận định, giá dầu thế giới liên tục đảo chiều do các yếu tố địa chính trị như: Nga và
Tình hình nghiên cứu
2.2.1 Trong nước Đối với tình hình nghiên cứu trong nước, giá dầu là một trong những biến được giới nghiên cứu quan tâm và sử dụng
Phan Thị Bích Nguyệt & Phạm Dương Phương Thảo (2013) khi nghiên cứu về tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK Việt Nam cho thấy các yếu tố như cung tiền M2, lạm phát, sản lượng công nghiệp và giá dầu thế giới có tương quan cùng chiều với TTCK Trong khi đó, lãi suất và tỉ giá hối đoái giữa VND/USD có tương quan ngược chiều với TTCK
Nghiên cứu của Trần Thị Bích Ngọc & Nguyễn Tuyết Trinh (2015) phân tích ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK Việt Nam trong trong giai đoạn từ tháng 1/2009 - 7/2013 Kết quả cho thấy chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền và giá dầu thô tác động đến TTCK Việt Nam trong dài hạn Trong khi đó, giá dầu thô và lãi suất có ảnh hưởng đến TTCK Việt Nam trong ngắn hạn
Phạm Thị Tuyết Trinh (2017) nghiên cứu tác động của cú sốc tăng giá dầu đến nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn tháng 1/2008 - 12/2015 Sử dụng mô hình hồi quy vectơ VAR và mô hình hiệu chỉnh sai số vectơ VECM, kết quả cho thấy trong dài hạn, giá dầu tăng 1% làm lạm phát tăng 0,2% và sản lượng giảm 0,1% Trong ngắn hạn, sau cú sốc tăng giá dầu, lạm phát tăng liên tục trong 6 tháng đầu và sản lượng biến động mạnh với mức tích lũy giảm trong 12 tháng Trước cú sốc tăng giá dầu, chính sách tiền tệ thắt chặt mạnh trong vòng 3 tháng rồi giảm dần mức thắt chặt trong các tháng tiếp theo và ngừng phản ứng từ tháng thứ 7 sau sốc Tuy nhiên, chính sách tiền tệ không dành nhiều sự quan tâm đến diễn biến giá dầu mà phản ứng chủ yếu với diễn biến của giá cả chung trong nền kinh tế
Trong một nghiên cứu khác, Phạm Thị Tuyết Trinh & Võ Lê Linh Đan (2018) nghiên cứu tác động bất đối xứng của biến động giá dầu đến TTCK Việt Nam (VN- Index) bằng mô hình tự hồi quy phi tuyến tính phân phối trễ ARDL, kể từ sau cuộc khủng hoảng tài chính năm 2008 Các biến độc lập sử dụng bao gồm: giá dầu Brent, chỉ số sản xuất công nghiệp và cung tiền Kết quả nghiên cứu cho thấy điều quan trọng sau: Trong dài hạn, biến động giá dầu ảnh hưởng ngược chiều đến TTCK Việt Nam; giá dầu tăng làm TTCK đi xuống và giá dầu giảm làm thị trường khởi sắc Tác động của giá dầu tăng mạnh hơn so với giá dầu giảm đối với TTCK, thể hiện tính bất đối xứng của ảnh hưởng giá dầu đến thị trường trong dài hạn Trong ngắn hạn, TTCK có phản ứng ngược chiều so với dài hạn
Hồ Hoàng Gia Bảo (2019) nghiên cứu tác động của giá dầu, giá vàng và chỉ số S&P Global 1200 đến giá cổ phiếu của 5 ngân hàng thương mại lớn ở Việt Nam bằng mô hình GARCH (1,1) Nghiên cứu này chứng minh sự phụ thuộc lẫn nhau giữa TTCK của các quốc gia và cung cấp thông tin về tác động của yếu tố quốc tế đến lãi suất cổ phiếu Kết quả nghiên cứu cho thấy lãi suất giá dầu thế giới ảnh hưởng tiêu cực đến lợi suất cổ phiếu của Sacombank và VietinBank, trong khi lợi suất giá vàng thế giới có tác động tích cực đến lợi suất cổ phiếu của BIDV Đồng thời, lãi suất chỉ số chứng khoán S&P Global 1200 có tác động tích cực đến lợi suất cổ phiếu của tất cả các ngân hàng được nghiên cứu
Nguyễn Thị Như Quỳnh và Võ Thị Hương Linh (2019) nghiên cứu tác động của 6 yếu tố kinh tế vĩ mô (bao gồm: giá dầu, lạm phát, cung tiền M2, lãi suất, tỷ giá hối đoái, giá vàng) đến TTCK Việt Nam (qua chỉ số giá chứng khoán VN-Index) trong giai đoạn 2000 - 2018 bằng mô hình VECM Kết quả nghiên cứu cho thấy trong dài hạn, lạm phát có tác động tích cực đến chỉ số VN-Index, trong khi lãi suất tác động tiêu cực đến chỉ số này Trong ngắn hạn, chỉ số VN-Index chịu ảnh hưởng chủ yếu từ chỉ số VN-Index tháng trước Chỉ số VN-Index có mối quan hệ cùng chiều với lãi suất, cung tiền, giá dầu và quan hệ ngược chiều với lạm phát và tỷ giá Tuy nhiên, giá vàng không có tác động đáng kể đến chỉ số VN-Index cả trong ngắn và dài hạn
Bài viết của Hồ Thị Thủy Tiên (2023) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá dầu (OIL), tỷ giá hối đoái (REX), tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát (INF) trong nền kinh tế Việt Nam, sử dụng phương pháp hồi quy phân vị phát triển bởi Sim và Zhou
(2015), giai đoạn 2000-2021 Kết quả chứng minh tồn tại mối quan hệ tích cực và mạnh mẽ giữa GDP, OIL và INF trong giai đoạn lấy mẫu Bài viết cũng cho thấy sự nhạy cảm của biến động giá dầu, tăng trưởng GDP và tỷ giá hối đoái đối với tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam ở các mức độ khác nhau ứng với phân vị của phân phối Những kết quả này có ý nghĩa quan trọng trong việc định hướng chính sách kinh tế để kìm hãm lạm phát tại Việt Nam
Nghiên cứu về chỉ số EPU, Châu và cộng sự (2018) xem xét phản ứng của giá cổ phiếu trước các cú sốc chính sách kinh tế và tiền tệ tại Việt Nam bằng mô hình tự hồi quy vector dạng cấu trúc (SVAR) Kết quả cho thấy chỉ số VN-Index phản ứng nhanh và tức thời đối với biến động chính sách kinh tế thế giới Sự gia tăng trong biến động chính sách làm cho giá chứng khoán biến động mạnh, giảm ngay tức thời sau đó lại tăng lại do thay đổi tâm lý nhà đầu tư và can thiệp trong chính sách tiền tệ của
Nguyễn Thị Mai Huyên & Ngô Sỹ Nam (2019) xác định tác động của sự bất ổn trong chính sách kinh tế thế giới đến giá cổ phiếu của 7 quốc gia mới nổi ở Châu Á (Hồng Kông, Hàn Quốc, Việt Nam, Malaysia, Indonesia, Philippines và Thái Lan) từ tháng 7/2000 đến tháng 02/2018 Kết quả cho thấy thay đổi trong chính sách kinh tế thế giới có tác động ngược chiều lên giá cổ phiếu ở các quốc gia khác nhau sau khoảng 6-9 tháng, nhưng không có tác động tương tự tới Việt Nam
Hoàng Thị Mai Anh (2022) nghiên cứu về tác động của chính sách kinh tế bất ổn và nhu cầu thông tin đến thanh khoản cổ phiếu của các công ty niêm yết trên thị trường vốn ở Việt Nam Kết quả cho thấy EPU ảnh hưởng khác nhau đến tính thanh khoản: giúp tăng khối lượng giao dịch (tăng thanh khoản) và đồng thời làm tăng chi phí giao dịch (thanh khoản kém) Nhà đầu tư tăng cường tìm kiếm thông tin giúp tăng tính thanh khoản của cổ phiếu Tác động tiêu cực của chính sách kinh tế bất ổn đối với thanh khoản có thể giảm thiểu bằng cách tìm kiếm thông tin tích cực
Nghiên cứu của Nguyễn Thị Hồng Xuân (2022) tìm hiểu hoạt động đầu tư của doanh nghiệp dưới tác động của bất ổn liên quan đến chính sách kinh tế (được đại diện bằng chỉ số EPU) Sử dụng mẫu nghiên cứu từ 1836 công ty niêm yết trên 22 quốc gia trong giai đoạn 2003 - 2019 và phương pháp hồi quy hiệu ứng cố định (FEM), nghiên cứu này chứng minh rằng bất ổn chính sách kinh tế làm giảm hoạt động đầu tư của các doanh nghiệp Điều này cũng được củng cố thêm sau khi thực hiện các mô hình hồi quy với các biến thay thế để kiểm tra tính vững của mô hình, đặc biệt là phương pháp hồi quy phân vị cho ra nhiều kết quả thú vị
2.2.2 Nước ngoài Đối với nghiên cứu nước ngoài, biến giá dầu đã được nhiều sự quan tâm bởi các nhà nghiên cứu Nguyen & Bhatti (2012) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa giá dầu và TTCK ở Việt Nam và Trung Quốc bằng mô hình biểu đồ chi–Kendall phi tham số và biểu đồ bán tham số để nắm bắt cấu trúc phụ thuộc giữa thị trường Trung Quốc và Việt Nam Kết quả cho thấy có sự phụ thuộc trái chiều giữa giá dầu thế giới và TTCK Việt Nam, trong khi không tìm thấy bằng chứng về sự phụ thuộc giữa TTCK Trung Quốc và giá dầu quốc tế
Adaramola (2017) xem xét tác động dài hạn và ngắn hạn của giá dầu đối với lợi nhuận chứng khoán ở Nigeria trong giai đoạn 1985-2009 bằng cách sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen Kết quả thực nghiệm cho thấy lợi nhuận chứng khoán có tác động tích cực đáng kể với cú sốc giá dầu trong ngắn hạn, nhưng lại có lợi nhuận chứng khoán âm đáng kể với cú sốc giá dầu trong dài hạn Kiểm định Granger cho thấy có bằng chứng rõ ràng cho sự ảnh hưởng của cú sốc giá dầu đến lợi nhuận chứng khoán, ngụ ý rằng biến đổi giá cổ phiếu ở Nigeria có liên quan đến biến động giá dầu
Nghiên cứu của Fang và cộng sự (2018) điều tra mối tương quan dài hạn thay đổi theo thời gian giữa dầu thô và TTCK Hoa Kỳ dưới tác động của chỉ số EPU thông qua mô hình DCC-MIDAS Kết quả cho thấy EPU có tác động tích cực đáng kể đến mối tương quan giữa giá dầu và trữ lượng trong dài hạn Trong số các chỉ số EPU cụ thể, tất cả đều có tác động tích cực đến mối tương quan, trừ sự không chắc chắn về chính sách tiền tệ và an ninh quốc gia
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình thực nghiệm
Bảng 2.1 đã cho thấy mối quan hệ giữa chỉ số VN-Index và các biến vĩ mô như lãi suất, tỷ giá hối đoái, giá dầu, lạm phát, giá vàng, tổng sản phẩm quốc nội, Đối với tác động của giá dầu đến chỉ số giá chứng khoán, Thuỷ và cộng sự
(2020) đã chỉ ra rằng trong dài hạn, giá dầu tác động cùng chiều đến chỉ số VN-Index Kết quả tương quan dương này cũng được khẳng định trong các nghiên cứu của Phan Thị Bích Nguyệt, Phạm Dương Phương Thảo (2013 khi giá dầu được nghiên cứu cùng các biến: cung tiền, lạm phát, sản lượng công nghiệp, lãi suất, tỷ giá hối đoái giữa VND/USD; Nguyễn Thị Như Quỳnh và Võ Thị Hương Linh (2019) khi nghiên cứu giá dầu cùng với chỉ số giá tiêu dùng (đại diện cho lạm phát), cung tiền M2, lãi suất, tỷ giá hối đoái và giá vàng cũng cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa giá dầu và chỉ số VN-Index Tuy nhiên, Trần Huy Hoàng (2017) cho rằng giá dầu có tương quan âm đến chỉ số của TTCK với các biến nghiên cứu gồm: tăng trưởng kinh tế (đại diện bởi GDP danh nghĩa), giá dầu thế giới, giá trị vốn hóa thị trường và chỉ số giá tiêu dùng CPI Kết quả ngược chiều này cũng được khẳng định trong nghiên cứu của Giri & Joshi (2017) và Basher và cộng sự (2012) Đề cập đến ảnh hưởng của chỉ số GDP lên chỉ số chứng khoán, Hsing (2011) chỉ ra rằng chỉ số GDP thực có tác động tích cực đối với TTCK Bulgaria khi nghiên cứu cùng với biến thâm hụt ngân sách, lãi suất, tỷ giá, lạm phát Kết quả này cũng được khẳng định trong các nghiên cứu khác như của Mutuku & Ng’eny (2015) khi nghiên cứu các biến bao gồm chỉ số GDP, tỷ giá hối đoái, lãi suất trái phiếu, lạm phát, Alexius & Spang (2018) khi nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và GDP; Oktavia & Handayani (2018) khi nghiên cứu tỷ giá Rupiah, chỉ số GDP, chỉ số Dow Jones lờn Chỉ số giỏ chứng khoỏn tổng hợp (CSPI); ệsterholm (2016) khi nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và GDP tại Thụy Điển Tuy nhiên, nghiên cứu của Soedarsa & Arika (2015) lại không tìm ra sự tác động của GDP lên chỉ số giá cổ phiếu của các công ty thuộc lĩnh vực bất động sản và bất động sản niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Indonesia khi nghiên cứu cùng các biến khác là Đòn bẩy tài chính, quy mô công ty, khả năng sinh lời
Về chỉ số EPU do Baker và cộng sự (2016) phát triển chỉ được tính toán, nghiên cứu và được giới nghiên cứu sử dụng trong một thập kỷ trở lại đây Tuy nhiên, mức độ tin cậy của chỉ số EPU đã và đang được Baker và cộng sự kiểm định, đồng thời các bài viết, nghiên cứu về bộ chỉ số này mà nhóm tác giả nghiên cứu được từ Chương 2 đã chỉ ra mức độ tin cậy của chỉ số EPU là khá cao, khả thi, mang ý nghĩa nghiên cứu
Nguyễn Thị Mai Huyên và Ngô Sỹ Nam (2019) cho thấy chỉ số EPU có tác động ngược chiều lên giá cổ phiếu của 7 quốc gia mới nổi ở Châu Á, tuy nhiên không tìm thấy kết quả tương tự khi xem xét đến Việt Nam do phản ứng không có ý nghĩa thống kê trong giai đoạn nghiên cứu Kết quả tương quan ngược chiều được khẳng định trong các nghiên cứu: Arouri và cộng sự (2014) với chỉ số EPU của các quốc gia nhập khẩu dầu ròng lớn (Mỹ, Châu Âu và Trung Quốc) trên TTCK của Hội đồng Hợp tác Vùng Vịnh (Gulf Cooperation Council); Shen, và cộng sự (2021) khi nghiên cứu sự tác động của chỉ số EPU đến tính đồng bộ giá cổ phiếu (stock price synchronicity
Song, khi kết hợp chỉ số EPU, chỉ số giá dầu thô, chỉ số giá chứng khoán để nghiên cứu tác động thì Yao và cộng sự (2020) cho thấy giá chứng khoán và giá dầu tương quan dương nhưng chỉ số EPU không nghiên cứu được sự tác động
Dựa trên cơ sở các nghiên cứu của Qin và cộng sự (2020), Zhu và cộng sự
(2021) và Syed & Bouri (2022), mô hình nghiên cứu tập trung vào Giá dầu và chỉ số EPU Nhóm tác giả đưa thêm nhân tố mới là biến Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) bởi nhận thấy tác động phi tuyến tính của GDP đến chỉ số VN-Index Nhóm tác giả xây dựng mô hình ước lượng biến động của chỉ số VN-Index dưới tác động của các biến: Giá dầu, Chỉ số EPU và Tổng sản phẩm quốc nội Mô hình tổng quát đề xuất:
Trong đó: a) Biến phụ thuộc là VN-Index: VNIt b) Các biến độc lập gồm:
Giá dầu: 𝑂𝐼𝐿 𝑡 ; Chỉ số bất ổn chính sách kinh tế: 𝐸𝑃𝑈 𝑡 ; Tổng sản phẩm quốc nội: 𝐺𝐷𝑃 𝑡
Bảng 3.1: Kỳ vọng các biến dựa vào nghiên cứu trước đó
Tên biến Đơn vị Kỳ vọng Các nghiên cứu
Nguyễn Thu Thủy và cộng sự (2020); Bích Nguyệt và Phương Thảo (2013); Nguyễn Thị Như Quỳnh và Võ Thị Hương Linh (2019)
Nguyễn Thị Mai Huyên và Ngô Sỹ Nam (2019); Mohamed Arouri và cộng sự (2014);
Huayu Shen và cộng sự (2021)
Hsing (2011); Mutuku và Ng’eny (2015); Annika Alexius và Daniel Sp˚ang (2018); Safitri Oktavia và Wiwik Handayani (2018);
Biến, mô tả biến
Giá dầu Brent và giá dầu WTI là hai loại giá dầu phổ biến được sử dụng như các chỉ số tham chiếu để đo đạc giá cả và hoạt động của thị trường dầu mỏ toàn cầu Tuy nhiên, việc sử dụng giá dầu Brent có một số ưu điểm như:
Thứ nhất, Giá dầu Brent được sử dụng làm tiêu chuẩn để tính toán giá dầu toàn cầu Do đó, sử dụng giá dầu Brent có thể giúp tăng tính chính xác và đáng tin cậy trong phân tích thị trường
Thứ hai, Giá dầu Brent được giao dịch trên thị trường quốc tế, với khối lượng giao dịch lớn hơn so với giá dầu WTI Việc sử dụng giá dầu Brent có thể giúp giảm thiểu rủi ro do biến động giá và giúp tăng khả năng dự đoán
Thứ ba, Giá dầu Brent thường không bị ảnh hưởng bởi các yếu tố sản xuất dầu mỏ tại Mỹ hay các vấn đề liên quan đến chính sách của chính phủ Mỹ như là giá dầu
WTI Điều này làm cho giá dầu Brent trở thành một chỉ số đáng tin cậy hơn Vì vậy, nhóm tác giả đã lựa chọn giá dầu Brent làm biến trong mô hình nghiên cứu Trong mô hình nghiên cứu, quy ước biến giá dầu Brent là OIL
Các quốc gia tham gia vào chỉ số Global EPU chiếm khoảng 70% sản lượng toàn cầu dựa trên cơ sở điều chỉnh PPP (ngang giá sức mua) và khoảng 79% trên thị trường ngoại hối Global EPU là chỉ số có thể đại diện để phản ánh sự bất ổn trong chính sách kinh tế toàn cầu do nó được đại diện cho phần lớn các quốc gia phát triển trên thế giới Bài nghiên cứu này sử dụng chỉ số EPU-PPP theo xu hướng chung của các nghiên cứu đã đề cập Trong mô hình nghiên cứu, quy ước biến chỉ số EPU là
3.2.3 Tổng sản phẩm quốc nội
Phạm Thế Anh (2010) và Broadstock và cộng sự (2012) cho rằng khi GDP tăng, TTCK sẽ phản ứng theo chiều hướng tích cực bởi sự gia tăng niềm tin của các nhà đầu tư Các nhà đầu tư tài chính sẽ mua nhiều hơn và điều này sau đó lại giúp cải thiện hoạt động của các công ty Ngược lại, khi GDP giảm, các doanh nghiệp sẽ thận trọng hơn và cắt giảm chi tiêu, điều này sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động của các công ty và do vậy, gây ra sức ép giảm giá đối với TTCK Nhóm tác giả sử dụng GDP thực tế là tổng sản phẩm quốc nội đã điều chỉnh lạm phát (hoặc giảm phát) của tất cả hàng hóa và dịch vụ được sản xuất của một nền kinh tế Chỉ số GDP thực tế sẽ phản ảnh chính xác tốc độ tăng trưởng kinh tế hơn rất nhiều GDP danh nghĩa GDP thực tế được tính bằng công thức:
GDP thực tế = GDP danh nghĩa
Hệ số giảm phát GDP (3)
Trong mô hình nghiên cứu, quy ước biến GDP là GDP.
Dữ liệu nghiên cứu
Đề tài sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý 1 năm 2010 đến quý 4 năm 2022, gồm
52 quan sát Chỉ số VN-Index và giá dầu được thu thập từ nền tảng tài chính Investing (https://www.investing.com) Dữ liệu về Chỉ số bất ổn chính sách kinh tế thế giới sử dụng trong đề tài là Chỉ số EPU điều chỉnh ngang giá sức mua (PPP) được thu thập từ trang https://www.policyuncertainty.com Dữ liệu về Tổng sản phẩm quốc nội được tổng hợp từ Ngân hàng Phát triển châu Á (ADB) và Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF).
Phương pháp ước lượng
Đề tài sử dụng mô hình phân phối trễ tự hồi quy ARDL (Autoregressive Distributed Lag) để xem xét tác động của Bất ổn chính sách kinh tế thế giới, giá dầu và tổng sản phẩm quốc nội đến số VN-Index Mô hình ARDL được sử dụng khi các biến không cùng mức liên kết I(1) hoặc I(0) và không tồn tại I(2) Ngoài ra, ARDL còn có nhiều ưu điểm như có ý nghĩa thống kê hơn mô hình khác khi số quan sát nhỏ, các biến hồi quy có thể tiếp nhận các độ trễ tối ưu khác nhau, phương pháp OLS được sử dụng để tìm mối quan hệ dài hạn, cung cấp các ước lượng dài hạn không chệch nếu một số các biến hồi quy mô hình là nội sinh (Lê Hoàng Phong & Đặng Thị Bạch Vân, 2018)
Với biến phụ thuộc là Chỉ số VN-Index (VNI); Biến độc lập gồm Chỉ số bất ổn chính sách kinh tế thế giới (GEPU_P), Giá dầu (OIL), Tổng sản phẩm quốc nội (GDP), các biến trong đề tài được chuyển sang logarit tự nhiên Mô hình ARDL được biểu diễn như sau:
Trong đó: m : hằng số α 1 ; α 2 ; α 3 ; α 4 : hệ số hồi quy
𝑛 1 ; 𝑛 2 ; 𝑛 3 ; 𝑛 4 : độ trễ ε t : nhiễu trắng Để ước lượng mô hình (4) bằng ARDL, đề tài thực hiện các kiểm định như: Kiểm định nghiệm đơn vị bằng kiểm định Phillips-Perron; Kiểm định đồng liên kết (Bounds Test) để xác định mối liên hệ của các biến trong dài hạn; Lựa chọn bậc trễ tối ưu theo chuẩn thông tin Akaike; Ước lượng hệ số dài hạn và ngắn hạn bằng mô hình ARDL; Kiểm tra tính tự tương quan bằng kiểm định Breusch-Godfrey; Kiểm tra phương sai sai số thay đổi thông qua kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey, Kiểm tra bỏ sót biến bằng kiểm định Ramsey RESET Test và Kiểm tra tính ổn định của phần dư bằng kiểm định tổng tích lũy của phần dư (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals) và Kiểm định tổng bình phương tích luỹ của phần dư (CUSUM of Squares: Cumulative Sum of Squares of Recursive Residuals)
TÓM TẮT CHƯƠNG 3 Đề tài sử dụng dữ liệu từ quý 1 năm 2010 đến quý 4 năm 2022 với tổng cộng
52 quan sát cho mỗi biến Nhóm tác giả đề xuất và sử dụng mô hình một biến phụ thuộc bởi ba biến độc lập tác động Đối với các biến trong mô hình, nhóm tác giả đã nghiên cứu trong các bài viết trước đây và kỳ vọng trong lần nghiên cứu này như sau: giá dầu Brent được kỳ vọng sẽ có tác động dương với chỉ số VN-Index; chỉ số GDP được kỳ vọng có sự tương quan dương đến chỉ số VN-Index; chỉ số EPU vẫn còn là một nhân tố mới, hiện còn rất ít bài nghiên cứu về dự đoán xu hướng tác động của chỉ số đến chỉ số VN-Index, nhưng nhóm tác giả kỳ vọng sẽ tác động dương với chỉ số VN-Index Để xem xét tác động của các biến trên lên chỉ số VN-Index, đề tài sử dụng mô hình ARDL vì tính phù hợp của mô hình để xem xét tác động của bộ dữ liệu mà nhóm tác giả khai thác được.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định nghiệm đơn vị là việc kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian Phương pháp kiểm định Phillips - Perron (PP) được sử dụng để tìm ra sự tồn tại nghiệm đơn vị (Unit Root Test) trong tất cả dữ liệu của các biến nhằm chắc chắn rằng không có biến nào tích hợp ở bậc 2, bởi hồi quy có thể là giả mạo nếu các biến dừng ở sai phân bậc 2
Phương pháp Phillips-Perron (PP) và phương pháp Augmented Dickey-Fuller (ADF) đều là các phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị trên chuỗi dữ liệu thời gian Tuy nhiên, phương pháp PP có nhiều ưu điểm phù hợp với hướng nghiên cứu của nhóm tác giả
So với phương pháp ADF, phương pháp PP không chịu ảnh hưởng của những sai sót tham số do hiện tượng biến đổi ngẫu nhiên của chuỗi dữ liệu, điều này giúp giảm thiểu những sai sót có thể xảy ra trong quá trình kiểm định Bên cạnh đó, phương pháp PP không yêu cầu lựa chọn độ trễ cho kiểm định, giúp tránh các vấn đề liên quan đến sự chọn lựa này và đảm bảo tính chính xác và tin cậy của kết quả kiểm định
Với những ưu điểm này, phương pháp PP được nhóm tác giả sử dụng để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu và phân tích xu hướng và biến đổi trong dữ liệu
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến theo phương pháp PP được thể hiện ở Bảng 4.1:
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến
Biến Giá trị thống kê t
Ghi chú: *** tương ứng với mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Kết quả cho thấy với mức ý nghĩa 5%, biến LNGDP tích hợp bậc 0 hay I(0); trong khi các biến VNI, GEPU_P, OIL tích hợp bậc 1 hay I(1) Điều này cho thấy việc tác giả sử dụng phương pháp ARDL để nghiên cứu là thích hợp.
Kiểm định đồng liên kết
Vì đề tài sử dụng phương pháp ARDL nên thủ tục kiểm định đường bao (Bound test) được sử dụng để xác định đồng liên kết giữa các biến, tức là tìm mối quan hệ dài hạn giữa các biến (Lê Hoàng Phong & Đặng Thị Bạch Vân, 2015)
Nhóm tác giả xây dựng Phương trình ARDL được viết dưới dạng hiệu chỉnh sai số không giới hạn (UECM: Unrestricted Error Correction Model) cho mô hình nghiên cứu như mô hình (4)
Ta có giả thuyết kiểm định như sau:
H0: 𝜆 0 = 𝜆 1 = 𝜆 2 = 𝜆 3 = 0: không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến
H1: 𝜆 0 ≠ 𝜆 1 ≠ 𝜆 2 ≠ 𝜆 3 ≠ 0: tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến Pesaran và cộng sự (2001) đã tính toán ra hai bộ giá trị tới hạn tiệm cận để kiểm định đồng liên kết Để kiểm định giả thuyết H0, ta tiến hành so sánh giá trị thống kê F với giá trị đường bao giới hạn với các mức ý nghĩa chuẩn (đường bao dưới ứng với I(0) và đường bao trên ứng với I(1)) Nếu phân tích thực nghiệm cho thấy giá trị thống kê F cao hơn giới hạn trên của giá trị tới hạn, thì giả thuyết H0 về không có đồng liên kết bị bác bỏ Nếu giá trị thống kê F rơi vào khoảng giữa đường bao giới hạn trên và giới hạn dưới, ta không thể đưa ra kết luận mà không biết thứ tự tích hợp của biến hồi quy cơ bản (Narayan, 2004) Còn nếu giá trị thống kê F thấp hơn đường bao giới hạn dưới thì giả thuyết H0 không thể bị bác bỏ (Ketenci, 2009)
Kết quả kiểm định đồng liên kết trả về kết quả như Bảng 4.2 sau:
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết
Kích thước mẫu thực tế: n = 36
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho giá trị thống kê F (với bậc tự do là 3) lớn hơn giá trị giới hạn trên là I(1) tại các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Do đó, có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1: mô hình tồn tại đồng liên kết giữa các biến Như vậy có thể kết luận rằng các biến nghiên cứu có quan hệ trong dài hạn
Hơn nữa, kết quả kiểm định còn cho thấy rằng với giả định số lượng mẫu lớn hơn, các biến vẫn duy trì quan hệ trong dài hạn Điều này làm cho kết luận của nhóm tác giả trở nên có tính khái quát và ổn định hơn khi áp dụng cho dữ liệu lớn hơn.
Kết quả ước lượng hệ số ngắn hạn và dài hạn
4.3.1 Độ trễ của mô hình ARDL
Dựa vào tiêu chí AIC, độ trễ tối ưu của mô hình ARDL là ARDL (4, 3, 4, 4)
Bảng 4.3: Ước lượng mô hình ARDL với biến phụ thuộc LNVNI
Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
Adjusted R-squared 0,981101 Durbin-Watson stat 2,384510
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Giá trị kiểm định F = 101,9391, là một giá trị tương đối lớn và có ý nghĩa thống kê Do đó, có cơ sở để kết luận rằng biến VNI (chỉ số chứng khoán) có ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu
Xác suất của thống kê F (Prob (F-statistic)) < 0,01, cho thấy xác suất thấp hơn ngưỡng ý nghĩa 0,01 Điều này cho phép bác bỏ giả thuyết không có tương quan và kết luận rằng có tương quan có ý nghĩa thống kê giữa biến phụ thuộc và biến độc lập
Thống kê Durbin-Watson có giá trị d ~ 2.3845 Với giá trị này nằm trong khoảng từ 1 đến 3, có thể kết luận rằng mô hình không có tự tương quan giữa các phần dư hoặc sai số sau khi ước lượng được phương trình kiểm định hồi quy
Hệ số R 2 hiệu chỉnh của mô hình là 0,9908 tương đương với mức độ giải thích được 99,08% sự biến động của chỉ số chứng khoán bằng các biến giá dầu, EPU và GDP Điều này cho thấy mô hình rất phù hợp và các biến độc lập giải thích được phần lớn biến thiên của biến phụ thuộc, chỉ còn một phần nhỏ được giải thích bởi các yếu tố ngoài mô hình và sai số ngẫu nhiên
4.3.2 Ước lượng các hệ số ngắn hạn và dài hạn của mô hình
Bảng 4.4: Ước lượng hệ số trong dài hạn của mô hình ARDL với Biến phụ thuộc LNVNI giai đoạn 2010-2022
Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
Phương trình hồi quy: EC = LNVNI - (0,2561*LNGEPU_P - 1,2943*LNOIL + 0,0240*LNGDP + 10,7051)
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Dựa vào kết quả ở Bảng 4.4 cho thấy các biến không có ý nghĩa thống kê khi xét chuỗi thời gian từ 2010Q1 đến 2022Q4 Có thể kết luận rằng trong khoảng thời gian này, các biến nghiên cứu không có tác động đến biến phụ thuộc hoặc không thể giải thích sự biến thiên của biến phụ thuộc
Trong giai đoạn từ năm 2020 đến 2022, thế giới chứng kiến nhiều sự kiện đầy biến động Đại dịch Covid-19 lan rộng gây ảnh hưởng lớn đến sức khỏe và kinh tế toàn cầu Chiến tranh giữa Nga và Ukraine gây căng thẳng địa chính trị, tác động tiêu cực đến kinh tế và an ninh khu vực Trong khi đó, giá dầu thế giới chịu áp lực do sự giảm cầu đáng kể trong bối cảnh suy thoái kinh tế toàn cầu Chính những biến động đó đã làm mất ý nghĩa khảo sát của các biến nghiên cứu
Khi chạy mô hình gồm các biến độc lập: GEPU_P, OIL, GDP cho giai đoạn từ 2010Q1 - 2019Q4:
Bảng 4.5: Ước lượng hệ số trong dài hạn của mô hình ARDL với Biến phụ thuộc LNVNI giai đoạn 2010 - 2019
Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
Phương trình hồi quy: EC = LNVNI - (-0,318081*LNGEPU_P + 0,4495*LNOIL + 5,0102*LNGDP - 65,6828)
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Dựa trên kết quả ở Bảng 4.5:
Hệ số dài hạn của biến phụ thuộc VNI với biến EPU là tiêu cực, cụ thể: chỉ số EPU tăng 1% sẽ làm giá chỉ số chứng khoán giảm 0,318081%
Hệ số dài hạn của biến phụ thuộc VNI với biến OIL là tích cực, cụ thể: chỉ số giá dầu tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán tăng 0,4495%
Hệ số dài hạn của biến phụ thuộc VNI với biến GDP là tích cực, cụ thể: chỉ số GDP thực tế tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán tăng 5,0102%
Kết quả này đúng với dự đoán được thể hiện ở Bảng 3.1: Kỳ vọng các biến dựa vào nghiên cứu trước đó
Bảng 4.6: Ước lượng hệ số trong ngắn hạn của mô hình ARDL (4, 3, 4, 4) với Biến phụ thuộc D(LNVNI)
Biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất
D(LNVNI(-1)) -0,596967 0,192305 -3,104274 0,0064 D(LNVNI(-2)) -0,612403 0,192913 -3,174506 0,0055 D(LNVNI(-3)) -0,180754 0,166328 -1,086728 0,2923 D(LNGEPU_P) -0,174162 0,064286 -2,709165 0,0149 D(LNGEPU_P(-1)) -0,260198 0,075280 -3,456413 0,0030 D(LNGEPU_P(-2)) -0,306193 0,071227 -4,298864 0,0005
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Kết quả từ Bảng 4.6 cho thấy biến EPU, GDP có tác động đến chỉ số VN-Index trong ngắn hạn tại mức ý nghĩa 5% Điều này có nghĩa khi chỉ số EPU tăng hoặc chỉ số GDP giảm, giá của chỉ số chứng khoán có xu hướng giảm Ngược lại, khi chỉ số EPU giảm hoặc chỉ số GDP tăng, giá của chỉ số chứng khoán có xu hướng tăng trong ngắn hạn Sự tác động cùng chiều của giá dầu đối với giá chỉ số chứng khoán không có ý nghĩa thống kê trong ngắn hạn.
Kiểm định về độ tin cậy của kết quả
4.4.1 Kiểm định tự tương quan
Tự tương quan là sự tương quan giữa các thành phần của chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thứ tự thời gian (Hoàng Thị Ngọc Nhậm, 2008) nguyên nhân có thể do tính chu kỳ của dữ liệu, sự phụ thuộc bởi giá trị của chính nó ở thời kỳ trước, Khi xảy ra hiện tượng tự tương quan, kết quả ước lượng của mô hình sẽ không có độ tin cậy
Nhóm tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey để kiểm tra hiện tượng tự tương quan trong mô hình nghiên cứu:
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định tự tương quan
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Giá trị thống kê F(1, 16) = 0,2888 và Chi-Square (1) = 0,1125 đều lớn hơn mức ý nghĩa 5% Do đó, đủ cơ sở chấp nhận giả thuyết H0: không có hiện tượng tự tương quan ở độ trễ bằng 1 và các ước lượng từ mô hình được coi là đáng tin cậy
4.4.2 Kiểm định phương sai thay đổi
Phương sai sai số thay đổi là hiện tượng khi phần dư (residuals) hoặc các sai số (e) của mô hình sau quá trình hồi quy không tuân theo phân phối ngẫu nhiên và phương sai không bằng nhau Điều này vi phạm giả thuyết của mô hình hồi quy tuyến tính, trong đó giả định rằng phương sai của các sai số phải đồng nhất Vì vậy, kết quả kỳ vọng từ kiểm định là mô hình không có phương sai sai số thay đổi
Nhóm tác giả đã sử dụng kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey để kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi trong mô hình nghiên cứu Kết quả kiểm định trả về như sau:
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi
Thống kê F 0,716057 P-Value thống kê F
Thống kê LM (Obs*R-squared) 15,52425 P-Value Chi bình phương (18) 0,6257 Thống kê Tổng bình phương sai lệch của phần giải thích 3,114632 P-Value Chi bình phương (18) 1,0000
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Với P-value tại ba kiểm định nhỏ trong kiểm định này đều có giá trị lớn hơn 0,05 (0,7557; 0,6257; 1,0000); do đó, có cơ sở chấp nhận giả thuyết H0, kết luận phương sai đồng nhất, mô hình không có phương sai sai số
4.4.3 Kiểm định bỏ sót biến
Kiểm định bỏ sót biến (omitted variable test) được sử dụng để kiểm tra xem liệu trong mô hình tuyến tính có bỏ sót các biến quan trọng, gây ảnh hưởng đến biến phụ thuộc hay không Khi một biến quan trọng bị bỏ sót khỏi mô hình, có thể dẫn đến ước lượng sai lệch và mô hình không chính xác
Phương pháp kiểm định Ramsey RESET được sử dụng để kiểm tra tính hợp lý của giả thuyết rằng các biến đã được bao gồm trong mô hình đủ để giải thích biến phụ thuộc
Với giả thiết H0: Mô hình không bỏ sót biến và H1: Mô hình bỏ sót biến Kết quả kiểm định bỏ sót biến theo phương pháp Ramsey RESET như sau:
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định bỏ sót biến
Giá trị df Xác suất
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả
Kết quả từ Bảng 4.9 cho thấy giá trị P-value của kiểm định bỏ sót biến là 0,2953, lớn hơn ngưỡng ý nghĩa 0,05 Vì vậy, không có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, tức là mô hình không bỏ sót biến và các biến hiện tại trong mô hình đủ phù hợp để giải thích biến phụ thuộc
4.4.4 Kiểm định ổn định của phần dư
Hình 4.1: Kiểm định tổng tích luỹ của phần dư
Hình 4.2: Kiểm định tổng bình phương tích luỹ của phần dư
Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Để kiểm định tính ổn định của phần dư của mô hình, nhóm tác giả sử dụng Kiểm định tổng tích luỹ của phần dư - CUSUM (Hình 4.1) và Kiểm định tổng bình phương tích luỹ các phần dư - CUSUM of Squares (Hình 4.2)
Kết quả kiểm định cho thấy cả tổng tích luỹ của phần dư và tổng bình phương tích luỹ của phần dư đều nằm trong giới hạn của mức ý nghĩa 5% Điều này cho thấy rằng mô hình có tính ổn định và cấu trúc không có sự thay đổi đáng kể trong quá trình thời gian được nghiên cứu
Do đó, việc ước lượng và dự đoán từ mô hình có thể được coi là tin cậy và phù hợp trong việc đánh giá và phân tích dữ liệu theo thời gian
Mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khoán đã trở thành sự quan tâm của nhiều tác giả nghiên cứu trước đó Tuy nhiên, phần lớn các nghiên cứu này đều không có sự thống nhất về mối quan hệ cũng như mức độ tác động của các biến vì sự khác nhau về đặc thù kinh tế, chính sách ở từng quốc gia hay một quốc gia vào các thời kỳ khác nhau Bài nghiên cứu đã thực hiện phân tích tác động của tỷ giá hối đoái, cùng với giá dầu và giá vàng lên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2010 đến tháng 12 năm 2022 và tìm ra được mối quan hệ dài hạn cũng như ngắn hạn giữa các biến Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả xem xét ảnh hưởng của 3 biến: giá dầu thế giới, chỉ số EPU và GDP đến giá chứng khoán tại Việt Nam đại diện bằng chỉ số VN-Index trong giai đoạn từ 2010-
2022 theo tiếp cận kiểm định đơn vị Phillips - Perron (PP) Nghiên cứu cũng đồng thời ước lượng mô hình ARDL tuyến tính như một phép so sánh
Kết quả nghiên cứu cho thấy ba điểm quan trọng:
Thứ nhất, mô hình ARDL phi tuyến tính phù hợp hơn để làm sáng tỏ mối quan hệ giữa giá dầu và TTCK Việt Nam với mức ý nghĩa 5%
Thứ hai, trong dài hạn, EPU tác động ngược chiều đến giá chứng khoán, ngược lại, giá dầu và GDP có tác động cùng chiều Tác động của các biến đúng với kỳ vọng được đặt ra qua các bài nghiên cứu trước đó Trong ngắn hạn, các biến không có ý nghĩa thống kê, hay nói cách khác là không ảnh hưởng đến giá chứng khoán
Thứ ba, các biến hiện tại là phù hợp để giải thích biến phụ thuộc, mô hình cũng có tính ổn định và cấu trúc không có sự thay đổi đáng kể.