Luận văn thạc sĩ Mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

Bằng cách mở rộng hệ phương trình với một phương trình thanh khoản và sau đó kiểm soát ảnh hưởng của lợi nhuận, các tác giả tìm thấy một tác động dương có ý nghĩa thống k của tính thanh

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng đây là công trình nghiên cứu của tôi có sự hỗ trợ từ giáo viên hướng dẫn là PGS TS Nguyễn Thị Ngọc Trang Mọi số liệu phục phụ cho bài nghiên cứu này được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau và được ghi rõ trong phần tài liệu tham khảo Mọi kết quả trong bài nghiên cứu này là trung thực và chưa từng được công

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI

LỜI MỞ ĐẦU 1

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 2

CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ CHỨNG KHOÁN 4

2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN 4

2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN 6

2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN 8

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 11

3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 11

3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH 12

3.2.1 Kiểm định mối quan hệ nhân quả 12

3.2.2 Mô hình hệ phương trình cấu trúc 13

3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 15

3.4 NHỮNG VẤN ĐỀ KINH TẾ LƯỢNG 16

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 18

4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU 18

4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ 20

4.5 KẾT QUẢ CHẠY PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ 22

4.6 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI 25

4.7 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI VỚI BIẾN GIẢ ĐẠI DIỆN CHO CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU 29

4.8 THẢO LUẬN VỀ KẾT QUẢ 33

4.8.1 Về quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản 33

4.8.2 Về giá cổ phiếu 38

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 43

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 46

PHỤ LỤC A: SỐ LIỆU PHỤC VỤ BÀI NGHIÊN CỨU 51

PHỤ LỤC B: ĐIỀU CHỈNH YẾU TỐ MÙA CHO CÁC CHUỖI SỐ LIỆU 59

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

ADYt: Giá trị của quan sát thứ t đã hiệu chỉnh yếu tố mùa CPI: Chỉ số giá tiêu dùng

HASTC: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội

IFS: Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế

: Tỷ lệ phần trăm thay đổi dự báo trong mức giá chung RGDP: Tổng sản phẩm trong nước thực

: Lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán SGDCK: Sở Giao dịch Chứng khoán

SINt: Chỉ số thời vụ chung

TBR: Lãi suất trái phiếu kho bạc

TTCK: Thị trường chứng khoán

TTGDCK: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán

VECM: Vector Error-correction model

: Trung bình trượt của quan sát thứ t

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI

Bảng 1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị 18

Bảng 2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1 19

Bảng 3: Bảng tổng hợp thống kê mô tả các biến sử dụng trong các hồi quy 20

Bảng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết 21

Bảng 5: Kết quả kiểm định nhân quả 22

Bảng 6: Kết quả chạy các phương trình riêng lẻ 23

Bảng 7: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời 26

Bảng 8: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời với biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu 30

Bảng 9: Chạy VAR với độ trễ sơ bộ 34

Bảng 10: Kết quả kiểm định độ trễ tối đa 35

Bảng 11: Kết quả chạy lại VAR với độ trễ tối đa – độ trễ 2 36

Bảng 12: Kết quả kiểm định độ trễ cần loại bỏ 37

Bảng 13: Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư 37

LỜI MỞ ĐẦU

Đại hội đại biểu toàn quốc lần thứ VI của Đảng Cộng sản Việt Nam (họp từ 15 đến 18/12/1986), với phương châm “nhìn thẳng vào sự thật”, Đảng ta đã phân tích, đánh giá tình hình trong nước và thế giới một cách khách quan, xác định các xu thế phát triển tất yếu của thế giới và đã thực hiện bước chuyển đổi quan trọng cả về luận và thực tiễn: xóa bỏ cơ chế quản tập trung, hành chính, quan liêu bao cấp, chuyển sang nền kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa

Đến nay, công cuộc đổi mới đã tiến hành hơn 25 năm, dù chưa làm cho Việt Nam trở thành một nền kinh tế hùng mạnh, thành những “con rồng”, “con hổ” của châu Á nhưng những thành tựu, những cải cách kinh tế mà nước ta đã đạt được sau hơn 25 năm tiến hành đổi mới nền kinh tế đã làm cho nền kinh tế nước ta từng bước vận hành theo đúng cơ chế cung cầu của thị trường Các biện pháp quản lí, các chính sách kinh tế của Chính phủ cũng đã phần nào theo đúng theo thông lệ quốc tế dù muốn hay không Đây là những tiền đề cơ bản để có thể thực hiện được các nghiên cứu về mối quan hệ giữa các biến số vĩ mô trong nền kinh tế - một điều mà rất nhiều nhà kinh tế học đã thực hiện từ lâu ở các nền kinh tế phát triển trên thế giới Đây cũng là cơ sở để bài viết này tiến hành kiểm định về mối quan hệ giữa giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu tại Việt Nam

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

ác động của cung tiền đến lãi suất và tính thanh khoản được đề xuất lần đầu ti n vào năm 1961 bởi Friedman – nhà kinh tế học từng đoạt giải Nobel sau đó ác động nghịch biến của cung tiền đến lãi suất đã được xác nhận bởi một loạt các bài nghi n cứu, trong khi nhận định về tác động dương của cung tiền đến thanh khoản lại chưa

có nhiều ủng hộ rong khi Hamilton (1997) đã cố gắng để cho thấy một hiệu ứng thanh khoản bằng cách sử dụng quan sát hàng ngày, những nghi n cứu của các nhà kinh tế học khác (Pagan & Robertson, năm 1995; Goodfriend, năm 1997; Leeper & Gordon năm 1992; Edmond & Weill, 2005; hornton, 2007a) đã không thành công trong việc xác minh nhận định này trong các báo cáo thực nghiệm của họ Hiệu ứng thanh khoản vì vậy v n chưa được thống nhất về m t thực nghiệm Ngoài ra, những nghi n cứu về thanh khoản đã giảm đi trong những năm 2000

Vào tháng 9 năm 2012, nhóm ba tác giả gồm Mohamed Ariff, in-fah Chung và Shamsher M đã sử dụng dữ liệu hàng quý từ năm 1960-2011 và hệ phương trình đồng thời để nghi n cứu về mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu tại anada ết quả của bài nghi n cứu đã cho thấy tác động dương của cung tiền đến thanh khoản đối với anada Bằng cách mở rộng hệ phương trình với một phương trình thanh khoản và sau đó kiểm soát ảnh hưởng của lợi nhuận, các tác giả tìm thấy một tác động dương có ý nghĩa thống k của tính thanh khoản đến giá cổ phiếu Bài nghi n cứu đã khắc phục được một số thiếu sót trong các nghi n cứu trước, những kết quả thu được đã xác nhận ảnh hưởng của cung tiền đến thanh khoản và tác động của thanh khoản đến giá tài sản

Bài luận văn này dựa theo nghi n cứu của 3 tác giả tr n để tìm hiểu về một vấn đề tương tự là: liệu rằng tại Việt Nam thì giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

có quan hệ với nhau hay không?

Bài viết này tiếp cận vấn đề còn chưa được giải quyết ở Việt Nam nhận định về mối quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản bằng cách xây dựng một mô hình kiểm định đáng tin cậy Bài viết áp dụng một hệ phương trình để kiểm định sự tồn tại hiệu ứng tiền đến thanh khoản Mô hình kiểm định này kết hợp với một số cải tiến kinh tế

lượng cần thiết để loại bỏ các vấn đề tính toán g p phải trong các nghi n cứu trước

đó, trong khi v n thể hiện được điểm gãy cấu trúc do ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu trong các mô hình kiểm định

Một sự đổi mới của nghi n cứu này là phần mở rộng của lí thuyết cung tiền về thanh khoản bao gồm giá cổ phiếu Như là một cách kiểm định ch t chẽ nhất các giả thuyết, bài viết kiểm định nhân quả mối li n hệ giữa cung tiền và thanh khoản, cũng như giá cổ phiếu trong khi kiểm soát lợi nhuận Bài viết sử dụng chuỗi dữ liệu quan sát hàng quý của nền kinh tế Việt Nam trong khoảng thời gian 12 năm từ quý 1 năm

2001 đến quý 4 năm 2012 được sử dụng để chạy các mô hình hồi quy

ết quả cuối cùng mà bài viết này hướng đến là tìm ra đáp án thõa đáng cho 3 câu hỏi đối với Việt Nam là

 Cung tiền có tác động đến thanh khoản và giá cổ phiếu hay không?

 Tác động (nếu có) của thanh khoản đến giá cổ phiếu là nhiều hay ít?

 Những tác động n u tr n sẽ thay đổi ra sao khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu?

Phần tiếp theo, nội dung chính của bài viết này được sắp xếp như sau

 hương 2: Thảo luận về thuyết cung tiền, cũng như các biến của mô hình, trong đó tập trung thảo luận về (i) hiệu ứng thanh khoản và (ii) giá cổ phiếu

 hương 3: Giải thích các bước chuẩn bị dữ liệu, các mô hình kiểm định cho các kiểm định quan hệ nhân quả, hệ phương trình và mô hình hồi quy

 hương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận

 hương 5: Kết luận

CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ

CHỨNG KHOÁN

Phần này trình bày ngắn gọn các nghi n cứu có li n quan ho đến nay v n không

có bằng chứng rõ ràng nào mô tả về nhận định hiệu ứng thanh khoản Mối liên kết giữa tính thanh khoản và giá chứng khoán (tài sản) được khảo sát trước khi xem xét phương trình cung tiền nội sinh

2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN

Hiệu ứng thanh khoản lên lãi suất được giới thiệu bởi Friedman (1961) để mô tả tác động đầu tiên trong số 3 tác động gây ra bởi những thay đổi ngoại sinh không mong đợi trong cung tiền (2 nhân tố tác động còn lại là thu nhập và lạm phát dự kiến) Trong khi vấn đề liệu rằng thay đổi trong cung tiền có d n đến lãi suất thay đổi theo hướng ngược lại hay không còn đang bàn cãi (Bryant, Holtham & Hooper, 1988) thì nghiên cứu của Laidler (1985) đã kết thúc vấn đề này khi đưa ra kết quả hỗ trợ mạnh

mẽ cho hiệu ứng thanh khoản Mối liên kết giữa cung tiền và lãi suất đã được thừa nhận bởi nhiều nhà kinh tế và nhà hoạch định chính sách tr n cơ sở những bằng chứng rằng sự thay đổi tiền tệ tác động lên lãi suất Dự trữ tiền m t là một phần trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản Sự gia tăng trong dự trữ tiền m t

sẽ làm giảm lợi suất từ đồng tiền được nắm giữ hay đổi trong cung tiền vì thế đại diện cho sự thay đổi tỉ suất sinh lợi của tiền

M t khác, cầu tiền là một hàm của lãi suất cũng như lợi suất trên vốn cổ phần, tương ứng với trái phiếu và cổ phiếu Bất kỳ sự tăng l n nào của cung tiền sẽ d n đến tất cả mức lãi suất và lợi suất nói chung trong cầu tiền giảm xuống Tốc độ mà lợi suất trên một tài sản phản ứng tùy thuộc vào tỉ lệ số tiền nắm giữ vượt quá trạng thái cân bằng sẽ được điều chỉnh khi người nắm giữ tiền cân đối lại danh mục để đối phó với

cú sốc cung tiền Điều này cung cấp bằng chứng cho thấy ngân hàng trung ương sử dụng tiền dự trữ để gây ảnh hưởng như thế nào Tỉ lệ phản ứng của các mức giá tài sản khác nhau tùy thuộc vào những người mua (tài sản) tiềm năng thay đổi danh mục tài sản nhanh như thế nào bằng cách can thiệp vào việc nắm giữ tiền vượt mức Nếu những người mua tiềm năng này, chẳng hạn như định chế, dealers và các cá

nhân giàu có phản ứng với những thay đổi trong cân đối tiền của họ khi họ thực hiện cân đối lại danh mục đầu tư, khi đó lợi suất trên chứng khoán doanh nghiệp cũng bị ảnh hưởng Vì thế, giá chứng khoán cũng phải phản ứng với sự thay đổi cung tiền với một hệ số âm thông qua việc cung tiền tác động đến kênh lãi suất

Tiền đóng một vai trò nổi bật trong các lí thuyết cơ bản về cơ chế truyền d n chính sách tiền tệ Tuy nhiên, có rất ít bằng chứng có ý nghĩa thống kê về hiệu ứng thanh khoản được xác nhận trong các nghiên cứu trước đây Những nghiên cứu đó rất phổ biến trong những năm 1970 – 1990 trong khi mối quan tâm cho đề tài này đã suy yếu trong những năm 2000 Những nghiên cứu trước đó nỗ lực để xác định hiệu ứng thanh khoản đã không thành công là do hầu hết các nhà nghiên cứu sử dụng dữ liệu

có tần số thấp (chúng chỉ lí tưởng cho đánh giá tác động nhanh của cung tiền lên lãi suất) Có thể là do các nghiên cứu đó phải kiểm soát các ảnh hưởng của chính sách tiền tệ tác động lên các biến kinh tế Hamilton (1997) đã tìm cách phát triển cách đo lường thuyết phục hơn về hiệu ứng thanh khoản bằng cách ước tính cách thức phản ứng của lãi suất li n bang đến cú sốc cung tiền dự trữ ngoại sinh: ông sử dụng số liệu hàng ngày để ước tính hiệu ứng thanh khoản hàng ngày

Với những nghiên cứu khác, việc thiếu đi sự hỗ trợ của một hiệu ứng thanh khoản sử dụng kết hợp nhân tố dự trữ và tiền tệ tần số thấp có thể do sự phản ứng chậm của thu nhập danh nghĩa ho c kỳ vọng lạm phát của cú sốc cung tiền ho c sự bất lực của người nghiên cứu để cách ly cú sốc tiền tệ ngoại sinh ho c thậm chí là phương pháp kiểm định Các nhà nghiên cứu đã nỗ lực vượt qua những vấn đề này, sử dụng Structural vector aggregates (SVAR) Mô hình SVAR được ước tính bằng việc sử dụng một kết hợp đa dạng của tiền và dự trữ tiền Dừ vậy, thật khó để tìm thấy bằng chứng thuyết phục của hiệu ứng thanh khoản trong những mô hình này như đã được tuyên bố bởi Pagan và Robertson (1995) Tuy nhiên, hầu hết các nhà kinh tế thực nghiệm và nhà hoạch định chính sách tin rằng hiệu ứng thanh khoản xuất hiện trong

dữ liệu của nền kinh tế Hoa Kỳ, dù mức độ của hiệu ứng còn đang tranh luận, nguyên nhân phần lớn là vì những vấn đề về nhận diện trong công tác thống kê trước đó

Khi vắng m t các giả định nhận biết mạnh, không có bằng chứng phù hợp của hiệu ứng thanh khoản trong dữ liệu của Hoa Kỳ, Leeper và Gordon (1992) Những nghiên cứu khác cho thấy rằng hiệu ứng thanh khoản phản ánh phần nào sự sắp xếp của nền kinh tế trên một điểm cân bằng nhất định khi nhiều giải pháp được áp dụng

Vì thế, Goodfriend (1997) đề xuất một mô hình trong đó các công ty cạnh tranh không hoàn hảo đối m t với một đường cầu xoắn Quán tính của giá nổi lên một cách nội sinh tạo ra những ảnh hưởng thực đến chính sách tiền tệ, trong đó hiệu ứng thanh khoản có thể đóng một vai trò nào đó

2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN

Nếu các cá nhân có thể nắm giữ tài sản trong hai dạng, tiền ho c cổ phiếu thường,

mô hình danh mục đầu tư của Copper (1970) cũng như của Palmer (1970) có thể hấp

d n để nhận biết tác động của cung tiền lên giá tài sản (cổ phiếu) Lợi suất biên của tài sản chứng khoán quyết định số lượng tài sản, ví dụ như cổ phần mà các cá nhân

sẽ nắm giữ Một danh mục đầu tư được xem là cân bằng khi lợi suất bi n để nắm giữ

2 tài sản là bằng nhau:

rong đó, vế trái là lợi suất của tiền và vế phải là lợi suất của chứng khoán; chi tiết các chỉ tiêu như sau

 là tỉ lệ phần trăm thay đổi dự tính trong mức giá chung;

 là lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán (cổ tức cộng với sự thay đổi của giá chứng khoán);

 là lợi suất biên quy ra tiền của tài sản thứ J (rủi ro của tài sản thứ J không được bao hàm trong lợi suất quy ra tiền của chính nó);

 hoàn toàn là một hàm của cầu tiền đã loại trừ lợi suất của các tài sản thay thế

Hiệu ứng thu nhập dương lên loại trừ l n nhau trong phương trình Sự khác biệt giữa và đơn thuần là một hàm của tiền hay đổi của tiền gây ra những điều chỉnh danh mục đầu tư xét về phía người nắm giữ tài sản

thông qua sự thay đổi trong các danh mục MNPSt Cung tiền vì vậy tác động đến lợi suất chứng khoán

Vì thế, có thể nhìn thấy bằng việc sắp xếp lại phương trình Lợi suất chứng khoán bằng:

Mô hình của Cooper cho thấy cung tiền được kết hợp như thế nào trong mô hình định giá tài sản trong tài chính Mối liên kết giữa thanh khoản từ cung tiền đến giá chứng khoán vì thế được đề ra trong nghiên cứu này Đề xuất của Friedman có thể được mở rộng rằng cung tiền có ảnh hưởng lên giá tài sản, cụ thể là giá cổ phần trong nghiên cứu này

Một mô hình khác về giá tài sản rất phổ biến là mô hình định giá tài sản vốn (Gordon, 1956):

=

rong đó

 là giá hiện tại của cổ phiếu;

 là cổ tức tại thời điểm 0;

 g là tỉ lệ tăng trưởng thường xuyên liên tục của cổ tức;

 là lãi suất phi rủi ro tại thời điểm t;

 là phần bù rủi ro vốn tại thời điểm t

Bằng cách lưu ý rằng “ = EPS (payout)”, mối liên hệ được nhận thấy là giá chứng khoán tương quan với EPS ho c một số biến đại diện cho nó như sản lượng công nghiệp – một đại diện cho lợi nhuận của các công ty, payout là hằng số tương đối trong nền kinh tế

ìm kiếm một tác động có thể có giữa giá chứng khoán và cung tiền là một đề tài nghi n cứu học thuật trong nhiều thập kỷ sử dụng kiểm định trực tiếp tác động của cung tiền l n cổ phiếu Brennan, hordia và Subrahmanyam (1998) Và điều này đã được thực hiện thông qua thuyết tiền tệ nội sinh rong thời điểm của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, tác động thanh khoản của cung tiền l n giá chứng khoán

đã trở thành một đề tài nóng trong các buổi thảo luận chính sách để hiểu ra điều gì

đã gây ra ảnh hưởng xấu cho hệ thống tài chính

Hầu hết các nghi n cứu sử dụng mô hình Danh mục tiền tệ (MP) của Brunner (1961), Friedman và Schwartz (1963) và agan (1972) như là điểm khởi đầu Một nhà đầu tư được giả định rằng đang tìm kiếm một vị thế cân bằng, nhà đầu tư này sẽ nắm giữ một số tài sản bao gồm cả tiền trong danh mục đầu tư của mình Một biến động tiền tệ ví dụ như một sự tăng l n hay giảm xuống không mong đợi của cung tiền sẽ gây ra sự mất cân bằng trong danh mục tài sản Nhà đầu tư vì thế sẽ cố gắng tái cân bằng vị thế tiền tệ cũng như vị thế đối với những tài sản khác mà họ mong muốn bất cứ khi nào những thay đổi tiền tệ diễn ra trong hệ thống tài chính tự do

Sử dụng phân tích pooled cross-section và chuỗi thời gian, Brennan và các cộng sự (1998) đã đưa ra một mối quan hệ tích cực quan trọng giữa lợi suất cổ phần và tính thiếu thanh khoản Rõ ràng đây là một nghi n cứu chỉ ra rằng cung tiền tác động đến giá cổ phiếu

Mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán trong Sprinkel (1964) đã chỉ ra những bằng chứng cho thấy tầm quan trọng của nó cung tiền d n đến thay đổi giá tài sản ví dụ như giá cổ phần thường uy nhi n, một số nghi n cứu đ t ra những câu hỏi về mối li n quan này ooper (1970), Pesando (1974), Kraft và Kraft (1977), và Rozeff (1974) Mối quan tâm nghi n cứu vấn đề này đã qua đi vào những năm 2000 cho đến khi nổi l n cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (Global Financial Crisis - GFC) GFC được chẩn đoán là được gây ra bởi sự thừa thanh khoản trong khu vực tài chính làm ảnh hưởng đến khu vực thực: nghi n cứu của Ariff, Farrar và Khalid (2012)

2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN

nh chính ảnh hưởng của cung tiền l n cổ tức là gián tiếp thông qua lợi nhuận hiện tại và dự kiến đạt được của các công ty, đ c biệt là từ tác động dự kiến của cung tiền

l n thanh khoản đến dòng tiền của công ty Giá trị hiện tại của cổ phiếu thường đã bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi kỳ vọng của cổ tức, và tác động chính của cung tiền là l n

tỉ lệ tăng trưởng mong đợi của cổ tức ỉ lệ tăng trưởng cổ tức trong mô hình của

Gordon tăng l n khi những thay đổi lâu dài trong lợi nhuận một công ty diễn ra thông qua việc công ty cam kết những dự án có NPV dương bởi vì chi phí sử dụng vốn thấp thấp hơn khi lãi suất giảm sau khi cung tiền tăng l n huỗi sự kiện này cho thấy rằng một biến đại diện cho lợi nhuận là một biến tốt hơn so với cổ tức, đ c biệt lưu ý rằng cổ tức phản ứng rất chậm với sự thay đổi của lợi nhuận Vì thế, cung tiền và giá chứng khoán có tương quan dương với nhau thông qua kênh này

Một khuôn khổ lí thuyết khác được giới thiệu bởi những nhà tiền tệ học về mối quan

hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán được tìm thấy trong mô hình phân tích định lượng ho c lí thuyết danh mục đầu tư phức tạp hơn huyết số lượng tiền tệ (Brunner, 1961; Friedman, 1961; Friedman&Schwartz, 1963) cho rằng một sự tăng

l n trong cung tiền gây ra thay đổi vị trí cân bằng của tiền đối với những tài sản phi tiền tệ khác ví dụ cổ phiếu trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản Tác động này làm thay đổi nhu cầu đối với những tài sản khác để đạt đến vị trí cân bằng tiền tệ

Thuyết số lượng tiền tệ cho rằng

 P.Q là giá trị danh nghĩa của tiền;

 V là vận tốc của tiền trong chi ti u cuối cùng;

 Q là chỉ số giá trị thực trong chi ti u cuối cùng

Một sự tăng l n trong cung tiền được mong đợi làm tăng cung tiền vượt quá điểm cân bằng về tiền, d n đến vượt quá nhu cầu về cổ phiếu Giá cổ phiếu được kỳ vọng

sẽ tăng l n nh tác động này được mô tả như một k nh trực tiếp lần đầu ti n bởi Sprinkel (1964) Ông đã kiểm định một mô hình định giá tài sản hi cung tiền mở rộng, danh mục đầu tư mong muốn sẽ mâu thu n với việc nắm giữ tiền m t hiện tại làm lệch vị trí cân bằng Bởi vì tiền dự trữ được nắm giữ bởi các đại lí (agents), giá

của những tài sản khác cũng như giá của hàng hóa và dịch vụ cho ti u dùng sẽ tăng

l n điểm cân bằng mới Lí thuyết này v n đang thịnh hành dù câu hỏi làm thế nào cung tiền tác động đến giá tài sản đã có những lí giải mới hơn, ví dụ trong Effa, Ariff và halid (2011) Vì thế, mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán là mối quan hệ cùng chiều về bản chất thông qua cơ chế điều chỉnh này

óm lại, giải thích hợp nhất cho mối quan hệ giữa tiền và lợi suất chứng khoán là phụ thuộc vào hiệu ứng thanh khoản Điều này đã được chứng minh bằng thuyết số lượng tiền tệ cũng như mô hình định giá tài sản trong việc thiết lập danh mục đầu tư iền dự trữ thay đổi bởi thanh khoản trong hệ thống tài chính đã làm biến mất mối

li n kết giữa tiền và các nhu cầu kết hợp ăng thanh khoản (lời khuy n của IMF năm 2009 về kích thích ti u dùng là một ví dụ) có thể được quan sát bằng sự gia tăng mạnh hoạt động đầu tư và mở rộng dung lượng các tài khoản tiền, điều này làm thay đổi các hoạt động tài chính và hoạt động thực sau đó ác nghi n cứu bởi các nhà kinh tế hậu eynes cung cấp một cái nhìn mới xem tiền là nhân tố nội sinh hơn

là ngoại sinh Trong tài chính lí thuyết l n thực nghiệm, vai trò của thanh khoản đã được nhấn mạnh trong những cuộc tranh luận chính sách gần đây, vì vậy thanh khoản là một mảng nghi n cứu ứng dụng tiềm năng hữu ích cho sự hình thành giá tài sản

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU

NGHIÊN CỨU

3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Một hệ phương trình bao gồm 3 phương trình đồng thời của lợi suất chứng khoán (P) thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) được sử dụng để giải quyết vấn đề nội sinh giữa các biến như sau:

 LR là lãi suất cho vay;

 TRB là lãi suất trái phiếu kho bạc;

 PI là lạm phát

ất cả các biến đều lấy log

Giả thuyết rằng cung tiền được xác định nội sinh từ hoạt động kinh tế một cách gián tiếp thông qua các định chế nhận tiền gửi Lí thuyết hậu eynes về tiền nội sinh được mở rộng Hoạt động kinh tế được đại diện bởi GDP thực (Y), thanh khoản (LQ) được xác định một cách nội sinh bởi cung tiền (MS) và giá tài sản (P) từ thanh khoản (LQ) ung tiền (MS) cũng được xác định bởi lợi suất chứng khoán (P), lạm phát ( PI), GDP thực (Y) và lãi suất trái phiếu kho bạc ( BR) hanh khoản được xác định bởi GDP thực (Y), cung tiền (MS) và lãi suất cho vay (LR)

Bài viết sử dụng mô hình phương trình đồng thời ở tr n, kiểm định nhân quả được giải thích ở phần sau, mô hình kiểm định được chỉ ra b n dưới để kiểm định 7 giả thuyết:

 H1: MS tác động nhân quả đến GDP (tiền là ngoại sinh)

 H6 Giá cổ phiếu (P) tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ)

 H7 hanh khoản (LQ) tác động nhân quả l n giá cổ phiếu (P) iểm định nhân quả qua lại

Theo giả thuyết từ H1 đến H3, có thể có nhân quả qua lại ho c một chiều từ GDP thực đến cung tiền (MS)

3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH

3.2.1 K

Một số các mô hình kiểm định đã được phát triển để kiểm tra một cách cẩn thận cho giả thuyết về mối quan hệ giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) cũng như với cung tiền (MS) Đầu ti n trong số chúng là kiểm định nhân quả Nếu giữa biến độc lập và biến phụ thuộc tồn tại mối quan hệ đồng li n kết thì giữa 2 biến này ít nhất sẽ

có mối quan hệ nhân quả một chiều (Granger, 1969, 1988) Quan hệ nhân quả hàm ý một biến có thể dùng để dự báo và làm thay đổi biến còn lại Quan hệ nhân quả Granger cho 2 biến xt và yt được ước lượng qua mô hình Vector AutoRegressive (VAR) như sau:

rong đó e1t và e2t là các sai số ng u nhi n không tương quan với nhau

heo đó, xt sẽ không có quan hệ nhân quả Granger với yt nếu β1 =β2 =… =βi =0, giả thuyết này được kiểm định bằng kiểm định F Nếu không có đồng li n kết được tìm thấy giữa các biến, thì kiểm định nhân quả chuẩn (Granger, 1969) có thể được áp dụng Nếu có đồng li n kết, thì quan hệ nhân quả có thể được xác định bằng cách dùng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model - VECM) (Granger, 1988) như b n dưới

∆yt = a0 + ∑n i=1α1i ∆yt-i + ∑n i=1α2i ∆xt-i + ∑n i=1α3 ∆ECt-n + εt (10)

Quan hệ nhân quả ngắn hạn của VE M có thể được kiểm định bằng cách dùng Wald test (X2 test), và quan hệ nhân quả dài hạn có thể được kiểm định bằng cách xác định xem liệu hệ số a3 trong phương trình tr n có khác 0 một cách có ý nghĩa thống k hay không

rong đó Pit là chỉ số giá chứng khoán, LQit là thanh khoản được đo bằng tiền dự trữ

và MSit là cung tiền Các biến đều lấy log và có tính dừng Việc sử dụng những phương trình kiểm định này sẽ được thảo luận tỉ mỉ như b n dưới

Nếu 2 biến là đồng liên kết như được thảo luận ở trên, thì cả VECM l n kiểm định nhân quả Granger đều có thể được sử dụng để kiểm định cho mối quan hệ nhân quả giữa giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) phương trình (5a) và (6a) sẽ được sử dụng bởi vì cả hai biến này được xác định một cách đồng thời Phương trình (7a) cũng sẽ được sử dụng để kiểm định giả thuyết rằng có một mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa GDP thực (Y) và cung tiền (MS)

Theo giả thuyết từ H4 đến H7: giá cổ phiếu (P) được mong đợi sẽ ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ) và thanh khoản (LQ) cũng được mong đợi sẽ tác động đến giá cổ

phiếu (P) Bằng cách sử dụng VECM hay kiểm định nhân quả Granger, phương trình (5a) và (6a) có thể hữu dụng trong việc xác định những giả thuyết này

Giả thuyết H5 cho rằng có thể có quan hệ nhân quả qua lại ho c một chiều giữa giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ), điều này có thể được kiểm định bằng cách sử dụng VECM và kiểm định nhân quả Granger áp dụng cho phương trình (5a) và (6a) Giả thuyết H7 cho rằng có một mối quan hệ đồng thời (hay hiệu ứng) giữa giá cổ phiếu (P) và thanh khoản (LQ) và giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P), điều này có thể được kiểm định bằng cách dùng phương trình (5a) và (6a)

Tất cả các mối quan hệ cấu trúc lí thuyết bên trên sẽ được kiểm định bằng cách dùng một hệ phương trình Một hệ những phương trình cấu trúc đồng thời sẽ là một bổ sung cần thiết cho những sai số đo lường giữa thực tế với lí thuyết, ngoài ra nó còn

có những đ c điểm ưu việt

Thứ nhất, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) là những biến được xem như nội sinh rong trường hợp này, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) xem như

là được xác định một cách đồng thời bằng những thông tin có sẵn Tuy nhiên, không phải tất cả thông tin đều thích hợp đối với mỗi biến, điều này được phản ánh trong phần dư của mỗi phương trình Nói cách khác, thanh khoản (LQ) có thể thay đổi vì những nguyên nhân không ảnh hưởng đến thay đổi giá chứng khoán (P)

Thứ hai, nếu cả phương trình (5) l n phương trình (6) được ước lượng một cách độc lập, việc ước lượng các hệ số hồi quy sẽ chịu ảnh hưởng bởi độ lệch của những phương trình đồng thời Việc ước lượng giá trị của các hệ số hồi quy từ các phương trình riêng lẻ sẽ rất khác biệt so với việc ước lượng chúng từ những phương trình đồng thời vì chúng sẽ cho ra kết quả tương ứng với từng phương trình ri ng lẻ đó

mà thôi

Quan điểm của bài viết này là độ lệch của các hệ số hồi quy trong hệ phương trình

sẽ được giảm thiểu so với việc xét riêng trong từng phương trình ri ng lẻ Bằng việc bao gồm tất cả các biến được thảo luận như tr n, bài viết đưa ra một hệ phương trình cấu trúc như sau

lnP it = a o + a 1 lnLQ it + a 2 lnMS it + a 3 lnIPI + e it (11) lnLQ it = b 0 + b 1 lnMS it + b 2 lnY it + b 3 LR it + v it (12) lnMS it = c 0 + c 1 lnINF + c 2 lnY it + c 3 TBR it + c 4 lnP it + c 5 LnLQ it + z it (13) 3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Dữ liệu cần thiết cho tất cả các biến được lấy từ Dữ liệu thống k tài chính quốc tế (International Financial Statistics - IFS) của Quỹ iền tệ quốc tế (International Monetary Fund - IMF), Dữ liệu thống k của ổng cục hống k Việt Nam và từ

ông ty cổ phần ruyền thông ài chính StoxPlus (chi tiết xem phụ lục A) ác dữ

liệu được lấy theo quý trong giai đoạn từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2012 của Việt Nam, tổng cộng có 48 quan sát trong m u

Thu nhập (Y) được sử dụng làm biến giải thích trong 2 phương trình chỉ định ở tr n (phương trình 12 và 13); và GDP thực được sử dụng làm biến đại diện cho thu nhập (Y)

Để xác định một biến đại diện cho lợi nhuận, bài viết tìm kiếm các lí thuyết liên quan hỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có mối tương quan cao với thu nhập – một chỉ ti u được biết đến để xác định lợi nhuận của các công ty trong một nền kinh tế hiện đại ( ormendi và Lipe, 1987) Vì vậy, bài viết này sử dụng IPI như là một biến đại diện cho các khoản lợi nhuận trong phương trình định giá tài sản (phương trình 11) Nếu IPI tăng l n, lợi nhuận của các công ty cũng tăng l n

Tiền dự trữ (RM) được sử dụng làm biến đại diện cho thanh khoản (LQ) (Gorden & Leeper, 2002) – một ti u chí rất phổ biến với các nhà kinh tế học về tính thanh khoản Sử dụng tiền dự trữ là một lựa chọn đúng đắn bởi vì, nếu hệ thống ngân hàng

có nhiều tiền dự trữ hơn thì tính thanh khoản sẽ tăng l n

ung tiền (MS) trong bài viết này được định nghĩa là M2 như nó thường được sử dụng trong các nghi n cứu về cung tiền

Lãi suất tín phiếu kho bạc (TBR) và lãi suất cho vay ngân hàng (LR), được sử dụng làm biến đại diện cho lãi suất

Giá trị chỉ số chứng khoán trong Dữ liệu thống k tài chính quốc tế (IFS) được sử dụng làm biến đại diện cho giá cổ phiếu (P)

Chỉ số giá ti u dùng (CPI) được sử dụng như là một biến đại diện cho lạm phát (INF)

Bộ dữ liệu ban đầu được điều chỉnh như sau

 ất cả các biến được điều chỉnh yếu tố mùa bằng cách sử dụng trung bình

trượt (chi tiết xem phụ lục B)

 ất cả các biến được chuyển đổi sang dạng logarit ngoại trừ biến lãi suất

∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + α2t + ∑p i=2bi ∆Xt-i+1 + ut (14)

rong đó

p là số lần thay đổi độ trễ cần thiết trong Xt để làm cho ut không tương quan chuỗi Giả thuyết vô hiệu của nghiệm đơn vị sẽ bị bác bỏ nếu thống k t của quan sát mang giá trị âm thấp hơn critical value như trong Mac innon (1996) Hai kiểm định khác cần thiết cho các chuỗi số liệu để mô tả đ c điểm của chúng là

∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + ∑p i=2bi ∆Xt-i+1 + ut (15)

rong tất cả 3 trường hợp tr n, giả thuyết được kiểm định là H0: chuỗi số liệu chứa đựng nghiệm đơn vị, giả thuyết đối là H1 chuỗi số liệu là dừng hống k kiểm định ( est statistic) được kiểm định sau đó bằng việc so sánh với critical value tại mức ý nghĩa được chấp nhận

bằng cách tối thiểu hóa SB (Schwarz’s Bayesian Information riteria, 1978) Tiêu chuẩn này được thiết kế để lựa chọn mô hình với thông tin lớn nhất có thể hái niệm chung của đồng li n kết cho rằng tồn tại một sự cân bằng hay một mối quan

hệ dài hạn giữa hai chuỗi thời gian mà tổ hợp tuyến tính của nó là một chuỗi dừng Điều này được xác nhận bằng cách sử dụng kiểm định Phillip & Perron (1988) Hạng của ma trận hệ số Γ cho biết số vector đồng li n kết iểm định tỉ số likelihood đối với giả thuyết vô hiệu cho rằng có nhiều nhất r vector đồng li n kết bằng cách sử dụng Trace Test statistic:

Maximal Eigenvalue Test =

rong đó

, K, và là r những hệ số tương quan chính tắc của phương pháp bình phương lớn nhất Giống như race est, Maximal Eigenvalue est statistics sẽ được so sánh với critical value (theo Mackinnon và các cộng sự, 1999)

rường hợp cá biệt, khi có sự không nhất quán giữa kết quả từ race est và từ Maximal Eigenvalue est, khi một b n chỉ ra sự hiện diện của đồng li n kết trong khi b n còn lại thì không rong trường hợp này, Johansen và Juselius (1990) đề xuất rằng race est có thể yếu hơn so với Maximal Eigenvalue est Vì thế khi một vài sự không nhất quán phát sinh sẽ được giải quyết bằng cách chấp nhận Maximal Eigenvalue est iểm định này cung cấp một ước tính các tham số mạnh

mẽ và vững chắc

(18)

(19)

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU

Để tránh các hồi quy giả mạo, bước đầu ti n trong phần chạy mô hình này, bài viết

sẽ kiểm định xem bộ số liệu mô tả ở tr n (dưới dạng log và đã điều chỉnh theo mùa)

là có tính dừng hay không bằng cách dùng kiểm định Augmented Dicky-Fuller (ADF) Độ trễ trong kiểm định ADF được lựa chọn theo ti u chuẩn Akaike Information Criterion (AIC)

B g 1: ết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị

Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)

Series: LNCPI, LNGDP, LNIPI, LNLQ, LNMS, LNP, LR, TBR

Date: 11/17/13 Time: 18:13

Sample: 1 48

Exogenous variables: Individual effects

Automatic selection of maximum lags

Automatic selection of lags based on AIC: 0 to 8

Total number of observations: 354

Cross-sections included: 8

** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi

-square distribution All other tests assume asymptotic normality

Intermediate ADF test results UNTITLED

Bảng 1 b n tr n trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị Dựa vào giá trị p-value của các chuỗi số liệu cho thấy tất cả các chuỗi đều có nghiệm đơn vị, tức các chuỗi đều là không dừng, tiếp tục kiểm định nghiệm đơn vị với sai phân bậc

1

B g 2: ết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1

Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)

Series: LNCPI, LNGDP, LNIPI, LNLQ, LNMS, LNP, LR, TBR

Date: 11/17/13 Time: 18:21

Sample: 1 48

Exogenous variables: Individual effects

Automatic selection of maximum lags

Automatic selection of lags based on AIC: 0 to 9

Total number of observations: 346

Cross-sections included: 8

** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi

-square distribution All other tests assume asymptotic normality

Intermediate ADF test results D(UNTITLED)

(Nguồn ính toán của tác giả)

Bảng 2 b n tr n trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1 Dựa vào giá trị p-value của các chuỗi số liệu cho thấy tất cả các chuỗi đều dừng

Vậy tất cả các chuỗi số liệu đều dừng ở sai phân bậc 1 ác kết quả tiếp theo của bài nghi n cứu sẽ dựa tr n số liệu đã được lấy sai phân 1

4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ

B g 3: Bảng tổng hợp thống k mô tả các biến sử dụng trong các hồi quy (trong

các phương trình ri ng lẻ l n hệ phương trình):

LNCPI LNGDP LNIPI LNLQ LNMS LNP LR TBR Mean 0.0219 0.0191 0.0268 0.0462 0.0587 0.0102 0.0311 0.0481 Median 0.02 -0.05 0.02 0.05 0.06 -0.01 -0.01 0.1 Maximum 0.08 0.38 0.16 0.17 0.13 0.5 3.82 3.83 Minimum -0.01 -0.54 -0.12 -0.08 0.01 -0.44 -5.23 -4.8 Std Dev 0.0196 0.2424 0.0486 0.0594 0.0267 0.2088 1.4917 1.1875 Skewness 1.1061 -0.2946 -0.3641 0.1096 0.0966 0.3069 -1.0014 -0.9522 Kurtosis 4.2776 2.7170 4.5275 2.7305 2.8032 3.3398 6.9465 9.4086 Jarque-Bera 12.7805 0.8369 5.6079 0.2364 0.1490 0.9640 38.3560 87.5318 Probability 0.0017 0.6581 0.0606 0.8885 0.9282 0.6175 0.0000 0.0000 Sum 1.03 0.9 1.26 2.17 2.76 0.48 1.46 2.26 Sum Sq Dev 0.0177 2.7032 0.1086 0.1623 0.0327 2.0053 102.3638 64.8717 Observations 47 47 47 47 47 47 47 47

(Nguồn ính toán của tác giả)

Lưu ý: Dựa theo kết quả kiểm định tính dừng b n tr n thì tất cả các chuỗi dữ liệu

đều được lấy sai phân bậc 1

4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT

Bảng 4 b n dưới trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết giữa 3 biến (3 biến phụ thuộc của hệ phương trình) là cung tiền (LnMS), thanh khoản (LnLQ) và giá cổ phiếu (LnP) Kết quả cho thấy, tất cả các giá trị của Trace Statistic và Max-Eigen Statistic đều lớn hơn giá trị ritical Value tương ứng ở mức ý nghĩa 5% Do đó có

cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0: các chuỗi số liệu không có đồng liên kết; tức là có

dấu hiệu cho thấy các chuỗi số liệu là có đồng liên kết

B ng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết

Date: 11/17/13 Time: 19:53

Sample (adjusted): 3 47

Included observations: 45 after adjustments

Trend assumption: Linear deterministic trend

Series: LNLQ LNMS LNP

Lags interval (in first differences): 1 to 1

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

(Nguồn ính toán của tác giả)

4.4 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ

Bảng 5 b n dưới trình bày tổng hợp các kết quả kiểm định theo c p của các biến về kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger

Dựa vào giá trị F-Statistic và p-value trong bảng 5, chỉ có giả thuyết vô hiệu H0: Cung tiền (MS) không tác động nhân quả Granger đến thanh khoản (LQ) là bị bác

bỏ, các giả thuyết vô hiệu còn lại không có cơ sở để bác bỏ Tức kết quả trên chỉ hỗ

trợ được cho một giả thuyết duy nhất trong bảy giả thuyết đã n u ở phần 3.1 là giả thuyết H4: ung tiền (MS) tác động nhân quả lên thanh khoản (LQ)

Như vậy, liệu có phải tại Việt Nam thì mối quan hệ giữa cung tiền (MS), thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) không tồn tại hay không?

B g 5: Kết quả kiểm định nhân quả

Pairwise Granger Causality Tests

Date: 11/21/13 Time: 20:43

Sample: 1 47

Lags: 2

(Nguồn ính toán của tác giả)

4.5 KẾT QUẢ CHẠY PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ

iếp tục tìm kiếm bằng chứng để trả lời cho kết quả thu được từ phần kiểm định nhân quả b n tr n: Liệu có phải tại Việt Nam thì mối quan hệ giữa cung tiền (MS), thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) không tồn tại hay không; bài viết tiếp tục với việc chạy các phương trình ri ng lẻ đã đưa ra

Bảng 6 b n dưới trình bày những kết quả có được từ việc chạy riêng lẻ các phương trình trong hệ

B ng 6: Kết quả chạy các phương trình ri ng lẻ

Ghi chú: *** , ** , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%

(Nguồn ính toán của tác giả)

Dựa vào giá trị t-statistic và p-value từ bảng 6 bên trên, kết quả hồi quy của mỗi phương trình như sau:

 P ươ g trình 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Ngoại trừ hệ số hồi quy (HSHQ) của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các HSHQ của các biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý nghĩa ở mức 1% Điều này có nghĩa là thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu P với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, tức giá cổ phiếu có tương quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng Điều này, theo các lí thuyết đã thảo luận ở phần trên là không phù hợp

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, tức giá cổ phiếu có tương quan thuận với cung tiền Điều này là phù hợp theo các lí thuyết đã nêu

Tuy nhiên, cần lưu ý rằng hệ số xác định R2 của phương trình 11 khá thấp khi chỉ đạt 21,84%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 21,84% mức độ biến động của biến phụ thuộc là giá cổ phiếu (LnP)

 P ươ g trì 12 (với LnLQ là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến cung tiền (LnMS) là có ý nghĩa thống kê ở mức ở mức 10%, tức có bằng chứng có ý nghĩa thống kê cho thấy cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ) với mức ý nghĩa 10% HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, tức thanh khoản của hệ thống ngân hàng có tương quan thuận với cung tiền Điều này là phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận

Tuy nhiên, một lần nữa, hệ số xác định R2 của phương trình 12 rất thấp khi chỉ đạt 13,33%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 13,33% mức độ biến động của biến phụ thuộc là biến thanh khoản (LnLQ)

 P ươ g trì 13 (với LnMS là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và biến thanh khoản (LnLQ) là có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, HSHQ của các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê,

tức giá cổ phiếu (P) và thanh khoản (LQ) có ảnh hưởng đến cung tiền (MS) với mức

ý nghĩa 5

Về dấu của các hệ số hồi quy: HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản (LnLQ) đều mang dấu dương tức cung tiền biến động cùng chiếu với giá cổ phiếu và thanh khoản Về thanh khoản, nếu hệ thống ngân hàng cần thanh khoản lớn hơn thì cung tiền cũng phải tăng theo tương ứng, vì thế kết quả hồi quy thu được là phù hợp

Về giá cổ phiếu, với hệ số là 0,045 thì mức độ biến động cùng chiều của cung tiền đối với biến động của giá cổ phiếu là không lớn

Lưu ý, tương tự như hai phương trình 11 và 12, hệ số xác định R2 của phương trình

13 cũng chỉ đạt 32,36%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 32,36% mức độ biến động của biến phụ thuộc là biến cung tiền (LnMS)

TÓM TẮT KẾT QUẢ CHẠY HỒI QUY CÁC PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ

độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến động của biến phụ thuộc trong mỗi phương trình là thấp

4.6 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI

iếp theo, để đưa ra một kết luận với bằng chứng mạnh mẽ hơn cho câu hỏi về sự tồn tại của mối quan hệ giữa cung tiền (MS), thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) tại Việt Nam; bài viết này tiếp tục với kết quả chạy hồi quy của hệ phương trình, một phương pháp được xem là hoàn thiện hơn so với việc chạy hồi quy các phương

trình ri ng lẻ (như đã được giới thiệu ở phần 3.2.2)

B ng 7: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời

Ghi chú: *** , ** , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%

(Nguồn ính toán của tác giả)

Bảng 7 bên trên trình bày những kết quả có được từ việc chạy hệ phương trình đồng thời Kết quả thu được như sau:

 P ươ g trì 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Ngoại trừ HSHQ của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các HSHQ của các biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ)

có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý nghĩa ở mức 1%, tức thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu (P) với mức

ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, tức giá cổ phiếu có tương quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng Kết quả này không phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, tức giá cổ phiếu có tương quan thuận với cung tiền Điều này là phù hợp theo các lí thuyết đã nêu

Hệ số xác định R2 của phương trình 11 khá thấp khi chỉ đạt 21,84%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 21,84% mức độ biến động của biến phụ thuộc là giá cổ phiếu (LnP)

 P ươ g trì 12 (với LnLQ là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến cung tiền (LnMS) là có ý nghĩa thống kê ở mức ở mức 10%, tức cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ) với mức ý nghĩa 10% HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, điều này có nghĩa là thanh khoản của hệ thống ngân hàng có tương quan thuận với cung tiền Điều này là phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận

Tuy nhiên, một lần nữa, hệ số xác định R2 của phương trình 12 rất thấp khi chỉ đạt 13,33%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 13,33% mức độ biến động của biến phụ thuộc là biến thanh khoản (LnLQ)

 P ươ g trì 13 (với LnMS là biến phụ thuộc)

HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) có ý nghĩa ở mức 5% và HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, tức giá cổ phiếu (P) và thanh khoản (LQ) có ảnh hưởng đến cung tiền (MS) với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%

Về dấu của các hệ số hồi quy: tương tự như kết quả hồi quy các phương trình ri ng

lẻ, HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản (LnLQ) đều mang dấu dương, tức cung tiền biến động cùng chiếu với giá cổ phiếu và thanh khoản Về thanh khoản, nếu hệ thống ngân hàng cần thanh khoản lớn hơn thì cung tiền cũng phải tăng theo tương ứng, vì thế kết quả hồi quy thu được là phù hợp với lí thuyết Về giá

cổ phiếu, với hệ số hồi quy là 0,045, mức độ biến động của cung tiền so với biến động trong giá cổ phiếu nếu có là không đáng kể (4,5%)

Lưu ý, tương tự như hai phương trình 11 và 12, hệ số xác định R2 của phương trình

13 cũng chỉ đạt 32,36%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 32,36% mức độ biến động của biến phụ thuộc là biến cung tiền (LnMS)

TÓM TẮT KẾT QUẢ CHẠY HỒI QUY HỆ PHƯƠNG TRÌNH

4.7 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI VỚI BIẾN GIẢ ĐẠI DIỆN CHO CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU

uối cùng, bài viết sẽ đưa vào hệ phương trình đồng thời một biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu Bảng 8 b n dưới trình bày kết quả từ việc chạy hệ phương trình với một biến kiểm soát (biến giả) đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu Điểm gãy cấu trúc xuất hiện từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu xảy ra trong giai đoạn từ quý 2 năm 2007 đến quý 4 năm 2009 Việc

sử dụng biến giả này trong mô hình kiểm định sẽ giúp kiểm soát được tác động của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đối với các biến độc lập trong mô hình Để đưa vào mô hình kiểm định, biến giả D này sẽ được lấy giá trị là 1 trong giai đoạn xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (từ quý 2 năm 2007 đến quý 4 năm 2009) và giá trị là 0 cho các giai đoạn còn lại

Dựa vào giá trị t-statistic và p-value từ bảng 8 b n dưới, kết quả hồi quy của mỗi phương trình như sau

 P ươ g trì 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Kết quả tương tự như kết quả chạy hồi quy hệ phương trình (chưa sử dụng biến giả) Ngoại trừ HSHQ của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các HSHQ của các biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ)

có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý nghĩa ở mức 1%, tức thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu (P) với mức

ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, điều này có nghĩa là giá

cổ phiếu có tương quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng Kết quả này không phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, điều này có nghĩa là giá

cổ phiếu có tương quan thuận với cung tiền Điều này là phù hợp theo thuyết

số lượng tiền tệ đã n u