Mục tiêu của nghiên cứu này là phân tích tác động của một số nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi của chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam VNINDEX. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm tỷ giá USD/VND, giá vàng thế giới và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng (monthly series) trong giai đoạn từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, nhờ mô hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag, viết tắt là ARDL).
92 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA MỘT SỐ NHÂN TỐ ĐẾN CHỈ SỐ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Vũ Quốc Dũng* Nguyễn Thị Phương Tuyến** TÓM TẮT: Mục tiêu nghiên cứu phân tích tác động số nhân tố ảnh hưởng đến thay đổi số thị trường chứng khoán Việt Nam VNINDEX Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm tỷ giá USD/VND, giá vàng giới số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng (monthly series) giai đoạn từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, nhờ mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag, viết tắt ARDL) Kết phân tích hồi quy cho thấy ngắn hạn, số thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng biến đổi khứ ngày gần bị ảnh hưởng tỷ giá USD/VND (trong ngày) Với số liệu này, khơng tìm thấy tác động ngắn hạn giá vàng số CPI đến số thị trường chứng khốn Cịn dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất số thị trường chứng khoán, biến động giá vàng số giá tiêu dùng có quan hệ chiều với biến động số thị trường chứng khốn Từ khóa: Chỉ số, thị trường chứng khoán, nhân tố ảnh hưởng GIỚI THIỆU Thị trường chứng khốn giữ vai trị quan trọng hệ thống tài quốc gia Trên thị trường, giá cổ phiếu yếu tố nhà đầu tư đặc biệt quan tâm đưa định đầu tư Lý thuyết thị trường hiệu cho giá cổ phiếu phải phản ánh tất thơng tin sẵn có liên quan đến cổ phiếu (Fama, 1970) Nói cách khác, thị trường hiệu giá cổ phiếu bị tác động nhiều nhân tố, bao gồm nhân tố vi mô vĩ mô Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu thực nghiệm thị trường chứng khốn nhiều quốc gia khơng hiệu Vì vậy, thơng tin cơng bố không phản ảnh đầy đủ vào giá cổ phiếu Trong năm gần đây, nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu chủ đề nhiều nhà nghiên cứu tài đặc biệt quan tâm ý nghĩa quan trọng Nhiều nghiên cứu thực nghiệm yếu tố công ty, chẳng hạn tỷ lệ cổ tức, có ảnh hưởng trực tiếp đến giá cổ phiếu (Al-Qenae cộng sự, 2002; Al-Tamimi cộng sự, 2007; Uddin cộng sự, 2013) Bên cạnh đó, số nghiên cứu khác lại tìm thấy chứng * Khoa Tài cơng, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam ** Khoa Kế tốn, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA 93 ảnh hưởng yếu tố vĩ mô (lãi suất, lạm phát, tăng trưởng kinh tế) đến giá cổ phiếu (Tsoukalas, 2003; Liu Shrestha, 2008; Aurangzeb, 2012) Cho đến nay, có vài nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán Việt Nam, (Hussainey Ngoc, 2009; Phan Thị Bích Nguyệt Phạm Dương Phương Thảo, 2013) Tuy nhiên, nghiên cứu chủ yếu tập trung vào việc đo lường ảnh hưởng nhân tố vĩ mô đến giá cổ phiếu mà chưa nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố công ty Hơn nữa, theo quan sát tác giả, giá vàng nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu Việt Nam thị trường vàng có mối quan hệ chặt chẽ với thị trường chứng khoán Tuy nhiên, biến số lại không sử dụng nghiên cứu trước Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu đo lường nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu niêm yết HOSE, trọng đến khoảng trống mà nghiên cứu trước để lại Kết nghiên cứu bổ sung chứng thực nghiệm nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ điều kiện thị trường chứng khốn góp phần giúp nhà đầu tư có hành vi đầu tư hợp lý Đây yếu tố quan trọng giúp thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển cách ổn định bền vững TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU CÓ LIÊN QUAN ĐẾN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu chủ đề nhận quan tâm đặc biệt nhiều nhà nghiên cứu năm gần Các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu tìm thấy nghiên cứu thực nghiệm công bố bao gồm nhân tố vĩ mô nhân tố liên quan đến tình tình tài hiệu hoạt động công ty Do liệt kê tất nghiên cứu có liên quan nên phần này, liệt kê vài nghiên cứu tiêu biểu làm sở cho nghiên cứu Trước tiên nghiên cứu Al-Qenae cộng (2002) Trong nghiên cứu này, tác giả đo lường ảnh hưởng nhân tố EPS, tổng sản phẩm quốc dân (GNP), lãi suất lạm phát đến giá cổ phiếu niêm yết Thị trường chứng khoán Kuwait giai đoạn 1981-1997 Kết nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với biến EPS GNP, lại có tương quan nghịch với biến lãi suất lạm phát Tiếp theo, Al-Tamimi cộng (2007) nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán UAE (United Arab Emirates) Nghiên cứu sử dụng liệu giá 17 cổ phiếu thu thập khoảng thời gian từ 1990 đến 2005 Kết nghiên cứu cho thấy thu nhập cổ phiếu (EPS) nhân tố có tác động mạnh chiều đến giá cổ phiếu Các nhân tố cung tiền GDP có tương quan thuận với giá cổ phiếu lại khơng có ý nghĩa mặt thống kê Ngồi ra, nghiên cứu số giá tiêu dùng lãi suất có tương quan nghịch với giá cổ niêm yết thị trường chứng UAE Tuy nhiên, có mối quan hệ số giá tiêu dùng giá cổ phiếu có ý nghĩa thống kê Như vậy, có hai nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu tìm thấy nghiên cứu này, EPS, số giá tiêu dùng Mehr-un-Nisa Nishat (2012) nghiên cứu ảnh hưởng tiêu tài công ty yếu tố vĩ mô đến giá cổ phiếu niêm yết Thị trường chứng khoán Karachi (Pakistan) Sử dụng phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) liệu 221 công ty giai đoạn 1995-2006, tác giả tìm thấy mối tương quan thuận giá cổ phiếu với cấu trúc vốn, tỷ số giá trị thị trường giá trị sổ sách, EPS quy mô công ty Liên quan đến yếu tố vĩ mô, kết nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với 94 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA tốc độ tăng trưởng GDP, cung tiền độ sâu tài Ngược lại, giá cổ phiếu lại có tương quan nghịch với lãi suất tỷ lệ lạm phát Trong nghiên cứu khác, Uddin cộng (2013) nghiên cứu nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu thuộc ngành tài Bangladesh Số liệu sử dụng nghiên cứu thu thập từ báo cáo tài 67 cơng ty niêm yết Sở Giao dịch chứng khoán Dhaka giai đoạn từ 2005 đến 2011 Kết phân tích hồi quy cho thấy EPS, giá trị tài sản ròng (NAV), lợi nhuận trước thuế, tỷ số P/E (giá thị trường lợi nhuận) có tương quan thuận với giá cổ phiếu thuộc ngành tài niêm yết Sở Giao dịch chứng khoán Dhaka Tsoukalas (2003) xem xét mối quan hệ giá cổ phiếu thị trường chứng khoán chứng khoán Cyprus yếu tố kinh tế vĩ mô Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm chuỗi giá cổ phiếu, giá trị sản xuất công nghiệp, CPI, cung tiền tỷ giá hối đoái theo thời gian với tuần suất quý thu thập cho khoảng thời gian từ 1975 đến 1998 Sử dụng kiểm định Ganger, kết nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khốn chứng khốn Cyprus có mối quan hệ chặt chẽ với yếu tố kinh tế vĩ mô chọn để nghiên cứu Liu Shrestha (2008) kiểm định mối quan hệ giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Trung Quốc với yếu tố vĩ mô, bao gồm giá trị sản xuất công nghiệp, tỷ giá, lạm phát, cung tiền lãi suất Nghiên cứu sử dụng số liệu thứ cấp cho tất biến số giai đoạn từ 01/1992 đến 12/2001 Sử dụng kiểm định đồng kết hợp (cointegration test), tác giả tìm thấy mối tương quan thuận giá cổ phiếu với giá trị sản xuất công nghiệp cung tiền mối tương quan nghịch giá cổ phiếu với tỷ lệ lạm phát, lãi suất tỷ giá Trên sở chứng thực nghiệm tìm thấy, tác giả đưa khuyến nghị cho nhà đầu tư muốn đầu tư vào thị trường chứng khoán Trung Quốc nên đầu tư dài hạn ngắn hạn thị trường chứng khoán Trung Quốc giao động mạnh nên rủi ro Eita (2012) nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố vĩ mô đến giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Namibia Nghiên cứu sử dụng liệu thời gian với tần suất quý giá cổ phiếu, cung tiền, lạm phát, GDP, lãi suất tỷ giá giai đoạn 1998 - 2009 Thống với kết nghiên cứu trước đó, nghiên cứu giá cổ phiếu có mối tương quan nghịch với lãi suất lạm phát Ngược lại, nhân tố GDP, tỷ giá cung tiền có mối tương quan thuận với giá cổ phiếu Aurangzeb (2012) xác định nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu ba thị trường chứng khoán khu vực Nam Á, Pakistan, Ấn độ Sri Lanka Số liệu sử dụng cho nghiên cứu thu thập cho giai đoạn từ 1997 đến 2010 Kết phân tích hồi quy cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngồi (FDI), tỷ giá hối đối có tương quan thuận, đó, lãi suất lại có tương quan nghịch với giá cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán khu vực Nam Á Ngồi ra, kết nghiên cứu cịn cho thấy lạm phát có tương quan nghịch với giá cổ phiếu lại khơng có ý nghĩa mặt thống kê Hussainey Ngoc (2009) nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố vĩ mô Việt Nam (giá trị sản xuất công nghiệp, số giá tiêu dùng, lãi suất) Mỹ (chỉ số S&P 500, giá trị sản xuất công nghiệp, số giá tiêu dùng, lãi suất trái phiếu phủ) đến giá cổ phiếu Việt Nam Kết nghiên cứu cho thấy giá trị sản xuất công nghiệp Việt Nam Mỹ có mối HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA 95 tương quan tỷ lệ thuận với giá cổ phiếu Việt Nam Ngồi ra, nghiên cứu cịn tìm thấy mối quan nghịch lãi suất giá cổ phiếu lại khơng có ý nghĩa mặt thống kê Trong nghiên cứu khác, Phan Thị Bích Nguyệt Phạm Dương Phương Thảo (2013) nghiên cứu ảnh hưởng số yếu tố vĩ mô đến số giá thị trường Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (VN-Index) giai đoạn từ 7/2000 đến 9/2011 Kết nghiên cứu cho thấy yếu tố cung tiền, sản lượng công nghiệp giá dầu giới có mối tương quan chiều với số giá thị trường Ngược lại, biến lãi suất tỷ giá hối đối lại có mối tương quan nghịch với thay đổi VN-Index Điều đặc biệt tác giả tìm thấy mối tương quan thuận lạm phát số giá thị trường lại khơng có ý nghĩa thống kê Tóm lại, nghiên cứu thực nghiệm EPS nhân tố ảnh hưởng lớn đến giá cổ phiếu Ngồi ra, nhân tố kinh tế vĩ mơ lãi suất, lạm phát, tỷ giá, cung tiền, GDP, giá trị sản xuất công nghiệp nhân tố có tác động định đến giá cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán Các chứng thực nghiệm tìm thấy nghiên cứu thực thị trường chứng khoán Việt Nam thống với nghiên cứu thực thị trường chứng khoán Trương Đơng Lộc (2014) phân tích nhân tố ảnh hưởng đến thay đổi giá cổ phiếu niêm yết sàn thành phố Hồ Chí Minh Bài viết xác định nhân tố ảnh hưởng đến thay đổi giá cổ phiếu niêm yết Sở Giao dịch chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh (HOSE) Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm chuỗi giá, lợi nhuận cổ phiếu (EPS) 20 cổ phiếu niêm yết HOSE, lãi suất cho vay, tỷ giá USD/VND, giá vàng số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất quý (quarterly series) giai đoạn từ 31/12/2006 đến 31/12/2012 Kết phân tích hồi quy cho thấy EPS tỷ giá USD/VND có tương quan tỷ lệ thuận với thay đổi giá co phiếu Ngược lại, biến động giá vàng tỷ lệ lạm phát có mối tương quan nghịch với tỷ suất sinh lời cổ phiếu Nghiên cứu lấy ý tưởng phân tích tác động số nhân tố kinh tế vĩ mô đến số cổ phiếu Trương Đông Lộc (2014) mà đến số thị trường chứng khoán, VNINDEX, với phương pháp phức tạp hơn, sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ với thời gian cập nhật hơn, từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, với liệu theo tháng SỐ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Số liệu nghiên cứu Số liệu sử dụng nghiên cứu bao gồm số thị trường chứng khoán Việt Nam VNINDEX, tỷ giá USD/VND, giá vàng giới số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng (monthly series) Tất số liệu thu thập cho khoảng thời gian từ ngày tháng 1/2011 đến tháng 3/2019.Các số liệu số thị trường chứng khoán, tỷ giá USD/ VND, giá vàng giới thu thập từ investing.com số giá tiêu dùng thu thập từ finance.vietstock.vn 3.2 Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu tác động số số kinh tế vĩ mô đến số thị trường chứng khoán Việt Nam, VNINDEX, tác giả sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed 96 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA Lag, viết tắt ARDL), đề xuất Pesaran, Shin & Smith (1996) Dạng tốn học mơ hình ARDL sử dụng báo là: m n D(VNINDEX )t = α + ∑ α i D (VNINDEX )t −i + ∑ βi D ( USD _ VND )t −i + =i =i n n + ∑ γ i D ( GOLD )t −i + ∑ δ i D ( CPI )t −i + ut , =i =i đó, D ký hiệu toán tử lấy sai phân, α i , βi , γ i , δ i hệ số hồi quy, ut phần dư có tương quan đồng thời khơng tương quan với trễ không tương quan với tất biến độc lập Do đó, vế phải phương trình hồi quy gồm biến trễ biến độc lập, sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu Gujarati (2004) trình bày chi tiết mơ hình ARDL Quy trình ước lượng mơ hình ARDL gồm bước sau: - Kiểm định tính dừng chuỗi thời gian - Lựa chọn bậc trễ tối ưu cho mơ hình ARDL - Ước lượng mơ hình ARDL - Kiểm định kết ước lượng mơ hình ARDL - Kiểm định đồng tích hợp để tìm mối quan hệ cân dài hạn biến KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Trước tiên, cần kiểm định tính dừng chuỗi số liệu Chúng ta quan sát đồ thị chuỗi ban đầu Hình USD_VND VNINDEX 1,200 24,000 1,100 23,000 1,000 900 22,000 800 700 21,000 600 500 20,000 400 300 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 19,000 GOLD 1,900 2011 2012 2013 2014 CPI 2015 2016 2017 2018 2019 1,800 1,700 1,600 1,500 1,400 1,300 1,200 1,100 1,000 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 -1 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 Hình Đồ thị chuỗi ban đầu Hình gợi ý chuỗi thời gian ban đầu không dừng Chúng ta khảo sát đồ thị chuỗi sai phân bậc chuỗi ban đầu Hình 97 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA DVNINDEX DUSD_VND 1,600 150 100 1,200 50 800 400 -50 -100 -150 -400 2011 2012 2013 2014 2015 DGOLD 2016 2017 2018 2019 300 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2014 2015 2016 2017 2018 2019 DCPI 1.6 1.2 200 0.8 100 0.4 0.0 -0.4 -100 -0.8 -200 -300 -1.2 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 -1.6 2011 2012 2013 Hình Đồ thị chuỗi sai phân bậc Hình gợi ý chuỗi sai phân bậc chuỗi thời gian ban đầu chuỗi dừng Để minh chứng, sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, nhờ kiểm định phổ biến kiểm định Augmented Dicky-Fuller (kiểm định ADF) Các Bảng trình bày kiểm định ADF cho chuỗi thời gian ban đầu, chuỗi sai phân bậc chúng Null Hypothesis: VNINDEX has a unit root Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -0.086679 0.9471 -3.498439 -2.891234 -2.582678 Null Hypothesis: USD_VND has a unit root t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Null Hypothesis: GOLD has a unit root Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -1.936850 0.3143 -3.498439 -2.891234 -2.582678 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -0.161859 Prob.* 0.9385 -3.500669 -2.892200 -2.583192 t-Statistic Prob.* -4.958542 0.0001 -3.499167 -2.891550 -2.582846 Bảng Kết kiểm định tính dừng chuỗi ban đầu 98 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA Null Hypothesis: D(VNINDEX) has a unit root Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -8.953774 0.0000 -3.499167 -2.891550 -2.582846 Null Hypothesis: D(GOLD) has a unit root Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Null Hypothesis: D(USD_VND) has a unit root Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -6.345212 0.0000 -3.500669 -2.892200 -2.583192 Null Hypothesis: D(CPI) has a unit root t-Statistic Prob.* -11.34245 0.0000 -3.499167 -2.891550 -2.582846 Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -10.21871 0.0000 -3.500669 -2.892200 -2.583192 Bảng Kết kiểm định tính dừng chuỗi sai phân bậc Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy chuỗi gian ban đầu gồm VNINDEX, USD_VND, GOLD không dừng, sau lấy sai phân bậc nhất, thu chuỗi thời gian dừng Còn chuỗi CPI ban đầu dừng, nhiên để thuận tiện phân tích mơ hình, tác giả sử dụng biến sai phân bậc CPI, tất nhiên chuỗi dừng Các kết phù hợp với dự đốn ban đầu từ Hình Tiếp theo, thực thống kê mơ tả cho thấy biến có độ lệch chuẩn cao, thể biến động mạnh biến Giá trị thống kê Jarque-Bera mức cao cho thấy chuỗi khơng có phân phối chuẩn DVNINDEX 4.797551 10.54500 126.1200 -124.2000 36.05282 -0.287391 5.739297 DUSD_VND 37.82143 4.000000 1380.000 -250.0000 180.5782 4.667759 33.72517 DGOLD -0.176531 -4.600000 200.2000 -208.1000 65.61184 0.082687 4.237565 DCPI -0.019898 0.030000 1.570000 -1.510000 0.528108 -0.276731 4.222677 Jarque-Bera Probability 31.98933 0.000000 4210.684 0.000000 6.365570 0.041470 7.355149 0.025284 Sum Sum Sq Dev 470.1600 126081.2 3706.500 3163024 -17.30000 417576.6 -1.950000 27.05310 Observations 98 98 98 98 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Bảng Thống kê mô tả sai phân biến HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA 99 Bước tiếp theo, cần xác định độ trễ tối ưu cho mơ hình ARDL Đây cơng đoạn quan trọng trước ước lượng mơ hình ARDL Cách truyền thống để lựa chọn độ trễ tối ưu ước lượng mơ hình ARDL nhiều lần với trễ giảm dần đến Trong số mơ hình ARDL ước lượng, lựa chọn mơ hình có giá trị tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quin nhỏ Trong báo này, tác giả thử trễ đến tối đa bậc 10 lựa chọn mơ hình khuyến nghị theo tiêu chuẩn Hannan-Quin mơ hình ARDL(3,0,0,0) Hình sau minh họa tiêu chuẩn cho 20 mơ hình có kết tốt cả, có mơ hình tốt nói Hannan-Quinn Criteria (top 20 models) 10.14 10.13 10.12 10.11 10.10 10.09 10.08 10.07 ARDL(3, 1, 1, 0) ARDL(3, 1, 0, 1) ARDL(3, 0, 0, 2) ARDL(3, 2, 0, 0) ARDL(3, 0, 1, 1) ARDL(1, 0, 1, 0) ARDL(1, 1, 0, 0) ARDL(3, 0, 2, 0) ARDL(1, 0, 0, 1) ARDL(4, 0, 1, 0) ARDL(4, 1, 0, 0) ARDL(4, 0, 0, 1) ARDL(2, 0, 0, 0) ARDL(5, 0, 0, 0) ARDL(3, 1, 0, 0) ARDL(3, 0, 1, 0) ARDL(3, 0, 0, 1) ARDL(1, 0, 0, 0) ARDL(4, 0, 0, 0) ARDL(3, 0, 0, 0) 10.06 Hình Minh họa tiêu chuẩn Hann-Quin cho 20 mơ hình tốt Kết ước lượng mơ hình ARDL trình bày Bảng sau Dependent Variable: DVNINDEX Method: ARDL Sample (adjusted): 2011M05 2019M03 Included observations: 95 after adjustments Maximum dependent lags: 10 (Automatic selection) Model selection method: Hannan-Quinn criterion (HQ) Dynamic regressors (10 lags, automatic): DUSD_VND DGOLD DCPI Fixed regressors: C Number of models evalulated: 13310 Selected Model: ARDL(3, 0, 0, 0) Note: final equation sample is larger than selection sample Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.* DVNINDEX(-1) DVNINDEX(-2) DVNINDEX(-3) DUSD_VND DGOLD DCPI C 0.116793 0.190174 -0.235045 -0.068977 0.052720 2.707796 6.787416 0.101092 0.103218 0.102963 0.031453 0.056979 7.201455 3.759462 1.155312 1.842447 -2.282813 -2.193032 0.925255 0.376007 1.805422 0.2511 0.0688 0.0249 0.0309 0.3574 0.7078 0.0744 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.132235 0.073070 34.81470 106661.5 -468.4173 2.234999 0.047015 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 5.270316 36.16089 10.00878 10.19696 10.08482 1.970579 Bảng Kết ước lượng mơ hình ARDL(3,0,0,0) 100 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA Tuy mơ hình ARDL (3,0,0,0) mơ hình tốt số mơ hình theo tiêu chuẩn Hannan-Quin, nhận thấy, sau ước lượng, có hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5%, DVNI(-1), DGOLD, DCPI Chúng ta ước lượng lại mơ hình, sau bỏ biến khỏi mơ hình, Bảng Dependent Variable: DVNINDEX Method: Least Squares Sample (adjusted): 2011M05 2019M03 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob DVNINDEX(-2) DVNINDEX(-3) DUSD_VND C 0.190149 -0.224593 -0.070559 7.174654 0.100534 0.100711 0.031318 3.714846 1.891399 -2.230075 -2.252991 1.931346 0.0618 0.0282 0.0267 0.0566 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.108818 0.079439 34.69489 109539.9 -469.6821 3.703865 0.014488 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 5.270316 36.16089 9.972255 10.07979 10.01571 1.745964 Bảng Kết ước lượng mơ hình DVNI sau bỏ số biến Sau xác định nhân tố tác động đến biến động số thị trường chứng khoán khuyến nghị mơ hình Trước phân tích kết quả, bước tiếp theo, cần kiểm định mơ hình ARDL(3,0,0,0) Trước tiên, cần kiểm định phần dư mơ hình khơng mắc khuyết tật tự tương quan, nhờ kiểm định nhân tử Lagrange (Lagrang Multiplier, viết tắt LM) Bảng Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*Rsquared 0.244492 Prob F(1,87) Prob Chi0.266226 Square(1) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: 0.6222 0.6059 F-statistic Obs*Rsquared 0.809318 Prob F(2,86) Prob Chi1.754998 Square(2) 0.4485 0.4158 Bảng Kiểm định LM tượng tự tương quan phần dư mơ hình ARDL Như vậy, mơ hình ARDL(3,0,0,0) có phần dư không mắc khuyết tật tự tương quan bậc hay bậc Kết kiểm định dạng hàm Ramsey RESET Bảng thể hiệndạng hàm phù hợp HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA 101 Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: DVNINDEX DVNINDEX(-1) DVNINDEX(-2) DVNINDEX(3) DUSD_VND DGOLD DCPI C Omitted Variables: Squares of fitted values Value 0.879002 0.772645 t-statistic F-statistic df 87 (1, 87) Probability 0.3818 0.3818 Bảng Kết kiểm định dạng hàm Kết kiểm định tính ổn định mơ hình thực nhờ tổng tích lũy phần dư (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals) Kết Hình cho thấy tổng tích lũy phần dư nằm dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên kết luận phần dư mơ hình có tính ổn định mơ hình ổn định 30 20 10 -10 -20 -30 2011 2012 2013 2014 CUSUM 2015 2016 2017 2018 2019 5% Significance Hình Minh họa tổng tích lũy phần dư khoảng tin cậy 5% Như vậy, mô hình ARDL(3,0,0,0) phù hợp để mơ tả tác động số số kinh tế vĩ mô đến số thị trường chứng khoán Việt Nam Kết cho thấy, ngắn hạn, số thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng biến đổi q khứ ngày gần bị ảnh hưởng tỷ giá USD/VND (trong ngày) Với số liệu này, không tìm thấy tác động ngắn hạn giá vàng số CPI đến số thị trường chứng khốn Tiếp theo, để xem dài hạn có tồn mối quan hệ cân số số kinh tế vĩ mô đến số thị trường chứng khốn Việt Nam hay khơng, thực kiểm định đồng tích hợp Kết khẳng định tồn mối quan hệ đồng tích hợp trình bày Bảng 102 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA ARDL Bounds Test Sample: 2011M05 2019M03 Included observations: 95 Null Hypothesis: No long-run relationships exist Test Statistic F-statistic Value k 8.207305 I0 Bound I1 Bound 2.72 3.23 3.69 4.29 3.77 4.35 4.89 5.61 Critical Value Bounds Significance 10% 5% 2.5% 1% Bảng Kết kiểm định mối quan hệ cân dài hạn biến Trong kiểm định Bound, giá thị thống kê lớn giá trị tới hạn mức khác thể tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến, hay quan hệ cân dài hạn biến Phương trình thể mối quan hệ cân dài hạn biến là: Cointeq = DVNINDEX - (-0.0743*DUSD_VND + 0.0568*DGOLD + 2.9176*DCPI + 7.3134 ) Nghĩa là, dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất số thị trường chứng khoán, biến động giá vàng số giá tiêu dùng lại có quan hệ chiều với biến động số thị trường chứng khoán KẾT LUẬN Nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm nhân tố ảnh hưởng đến lợi suất số thị trường chứng khốn Kết phân tích hồi quy cho thấy, ngắn hạn, số thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng biến đổi q khứ ngày gần bị ảnh hưởng tỷ giá USD/VND (trong ngày) Với số liệu này, khơng tìm thấy tác động ngắn hạn giá vàng số CPI đến số thị trường chứng khoán Cịn dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất số thị trường chứng khoán, biến động giá vàng số giá tiêu dùng có quan hệ chiều với biến động số thị trường chứng khoán Trong thực tế, tỷ suất sinh lời cổ phiếu cịn bị ảnh hưởng nhiều nhân tố khác Đây hạn chế nghiên cứu khía cạnh nghiên cứu hấp dẫn mà nghiên cứu nên tập trung vào HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA 103 TÀI LIỆU THAM KHẢO Al- Qenae, Rashid, Carmen Li Bob Wearing (2002), “The information content of earnings on stock price: The Kuwait Stock Exchange”, Multinational Finance Journal, 6(3), trang 197-221 Al-Tamimi, Hussein (2007), “Factors affecting stock price in the UAE financial markets”, The Business Review, 5(2), trang 225-223 Aurangzeb (2012), “Factors affecting performance of stock market: Evidence from South Asian countries”, International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 2(9), trang 1-15 Eita, Joel Hinaunye (2012), “Modelling macroeconomic determinants of stock market prices: Evidence from Namibia”, The Journal of Applied Business Research, 28(5), trang 871-884 Fama, Eugene F (1970), “Efficient capital markets: A review of theory and empirical work”, Journal of Finance, 25, trang 383-417 Hussainey, Khaled Le Khanh Ngoc (2009), “The impact of macroeconomic indicators on Vietnamese stock prices”, Journal of Risk Finance, 10(4), trang 321-332 Liu, Ming-Hua Keshab Shrestha (2008), “Analysis of the long-term relationship between macroeconomic variables and the Chinese stock market using heteroscedastic cointegration”, Managerial Finance, 34, trang 744-755 Mehr-un-Nisa Mohammad Nishat (2012), “The determinants of stock prices in Pakistan”, Asian Economic and Financial Review, 1(4), trang 276-291 Pesaran, M H ; Shin, Y and Smith, R J (1996), “Testing for the Existence of a Long-run Relationship”, Working paper 10 Phan Thị Bích Nguyệt Phạm Dương Phương Thảo (2013), “Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khốn Việt Nam”, Tạp chí Phát triển hội nhập, 8, trang 34-41 11 Trương Đông Lộc (2014), “Các nhân tố ảnh hưởng đến thay đổi giá cổ phiếu niêm yết sàn thành phố Hồ Chí Minh”, Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ, số 33, trang 72-78 12 Tsoukalas, Domitrios (2003), “Macroeconomic factors and stock prices in the emerging Cypriot equity market”, Managerial finance, 29, trang 87-92 13 Uddin, Reaz, Zahidur Rahman Rajib Hossain (2013), “Determinants of stock prices in financial sector companies in Bangladesh: A study on Dhaka Stock Exchange (DSE)”, Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 5(3), trang 471-480 ... yết thị trường chứng khốn Các chứng thực nghiệm tìm thấy nghiên cứu thực thị trường chứng khoán Việt Nam thống với nghiên cứu thực thị trường chứng khốn Trương Đơng Lộc (2014) phân tích nhân tố. .. suất số thị trường chứng khoán, biến động giá vàng số giá tiêu dùng lại có quan hệ chiều với biến động số thị trường chứng khoán KẾT LUẬN Nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm nhân tố ảnh hưởng đến. .. tổng tích lũy phần dư khoảng tin cậy 5% Như vậy, mơ hình ARDL(3,0,0,0) phù hợp để mơ tả tác động số số kinh tế vĩ mơ đến số thị trường chứng khốn Việt Nam Kết cho thấy, ngắn hạn, số thị trường chứng