6. Phương pháp nghiên cứu:
3.1.2.5.Kiểm định tính dừng của giá dầu thế giới:
Dựa vào bảng 3.6, ta thấy p-value =0,0000< 0,05 do vậy có thể kết luận biến O có tính dừng tại I(1) (đã tiến hành kiểm tra tại I(0) nhưng kiểm định cho thấy O không có tính dừng tại I(0).).
Tóm lại: qua việc chạy kiểm định tính dừng cho thấy các biến VNI, I, G, O
có tính dừng tại I(1) và biến CPI có tính dừng tại không, do đó số liệu đảm bảo về mặt kỹ thuật và có thể sử dụng chuỗi số liệu phục vụ cho bài nghiên cứu.
3.2. MỐI LIÊN HỆ GIỮA CÁC BIẾN KINH TẾ VĨ MÔ VÀ TTCK Ở VIỆT NAM THỂ HIỆN TRÊN MÔ HÌNH HỒI QUY ĐƠN BIẾN:
3.2.1. Tác động của lạm phát lên VN- Index :
Một TTCK hiệu quả thì thường chịu ảnh hưởng rõ nét đối với sự thăng trầm của chỉ số CPI, với quy luật : CPI tăng - TTCK xuống. Trước khi đi vào phân tích mối quan hệ với TTCK, ta đi sơ lược về đặc điểm lạm phát ở Việt Nam, theo đó:
10 năm trở lại đây, mục tiêu tăng trưởng luôn được chú trọng hơn mục tiêu kềm chế lạm phát, qua đó cho thấy tiềm ẩn những rủi ro về bùng nổ lạm phát cao.
Hàng năm NHNN phải cung ứng một lượng tiền không nhỏ cho ngân sách để tài trợ thâm hụt tài khóa, các khoản tạm ứng này thường không có bảo đảm và trên thực tế không được hoàn trả đầy đủ trong năm ngân sách.
Sự độc lập của NHNN cũng bị giới hạn một phần, tốc độ tăng trưởng cung tiền thường phụ thuộc vào chính sách phát triển do Chính phủ đề ra.
Gốc của lạm phát Việt Nam đa số nằm ở khu vực đầu tư công, nơi chiếm hơn 50% lượng đầu tư của xã hội nhưng hệ số ICOR của các doanh nghiệp Nhà nước rất kém, năng suất kém không tương xứng với tốc độ bơm tiền chính là nguyên nhân gây ra lạm phát.
Các đặc điểm của lạm phát Việt Nam cho thấy rõ ràng nó có ảnh hưởng mạnh lên nền kinh tế nói chung hay TTCK nói riêng. Theo nhiều nghiên cứu trên thế giới, chỉ số CPI ổn định ở mức khoảng 5% là điều kiện lý tưởng để TTCK hoạt động bình thường và phát triển. Ở Việt Nam, khi CPI tăng cao thì sẽ có thể tác động đến TTCK qua các cơ chế như sau:
CPI tăng sẽ làm tăng các chi phí, gây khó khăn cho DN trong việc đảm bảo lợi nhuận kinh doanh và lợi tức, các báo cáo tài chính kém sáng sủa làm cho chứng khoán kém hấp dẫn hơn, đồng nghĩa với việc giảm sự sôi động trên TTCK.
CPI tăng sẽ truyền tải thông điệp rằng một chính sách tín dụng thắt chặt trong tương lai, việc tiếp cận nguồn tín dụng sẽ khó khăn và đắt đỏ hơn, vì vậy làm dòng tiền vào TTCK đi xuống.
CPI tăng kéo theo lãi suất ngân hàng tăng, khiến lãi suất tiền gửi trở nên hấp dẫn hơn, điều này làm thu hẹp dòng đầu tư trên TTCK.
CPI tăng sẽ làm tăng bán ra các mã xấu, và tăng mua vào các mã tốt. Xu hướng bán tháo thường xảy ra nếu TTCK có nhiều chứng khoán chất lượng thấp và các nhà đầu tư không chuyên nghiệp đi theo bầy đàn, vốn ít.( Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “ Nhà kinh tế trẻ - năm 2011”)
Kết quả thể hiện sự tác động của lạm phát đến VN-Idex như sau:
Hình 3.2: Đồ thị phân tán giữa VNI và CPI. Bảng 3.1: Kết quả hồi quy giữa VNI và CPI.
Theo bảng 3.1, với hệ số p-value = 0,0285 cho thấy hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, chứng minh rằng các thay đổi trong CPI có ảnh hưởng lên TTCK. Hệ số của biến mang dấu âm (-6,949983) tức là khi chỉ số CPI tăng 1% thì VN-Index giảm 6,949983 điểm, và ngược lại khi chỉ số CPI giảm 1% thì VN-Idex tăng 6,949983 điểm.
Mối quan hệ nghịch biến giữa VN-Index và CPI hoàn toàn phù hợp với lý giải ở trên : Khi chỉ số giá tiêu dùng tăng thì chỉ số VN-Index trên thị trường chứng khoán giảm, và ngược lại, vì vậy chúng có mối quan hệ (-) với nhau. Điều này là do khi lạm phát tăng đó được coi là một dấu hiệu bất ổn của thị trường cộng thêm tâm lý bầy đàn phổ biến trên thị trường chứng khoán Việt Nam, các nhà đầu tư sẽ giảm đầu tư trên thị trường CK như một hình thức để giảm thiểu rủi ro.
3.2.2. Tác động của lãi suất huy động lên VN- Index :
Lãi suất huy động và cho vay của các ngân hàng thương mại tại Việt Nam thường bị chi phối nhiều bởi chính sách lãi suất của NHNN Việt Nam và cung - cầu vốn trên thị trường. Tuy nhiên chính sách lãi suất của NHNN Việt Nam thường thể hiện khá nhiều bất cập đặc biệt là trong các năm gần đây. Chính sách lãi suất thường bao gồm hai mục tiêu:
Thứ nhất, giữ lãi suất huy động ở mức thấp để giữ lãi suất cho vay ở mức thấp. Qua đó giảm chi phí lãi vay và hạn chế bớt rủi ro cho hệ thống doanh nghiệp.
Thứ hai, Nhà nước đã quyết tâm xóa bỏ thị trường ngoại tệ tự do và cấm kinh doanh vàng miếng. Điều đó khiến người dân có ít lựa chọn hơn và buộc phải giữ tiền đồng dù tiền đồng luôn mất giá và lãi suất thấp.
Hình 3.3: Sự biến động của VNI và I
Kết quả hổi quy mô hình đơn biến:
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy giữa VNI và I
Với kết quả trên bảng 3.8, ta thấy p-value =0,000 thể hiện hệ số hồi quy của biến có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, chứng tỏ rằng các thay đổi trong lãi suất huy động bình quân trong nước thực sự có ảnh hưởng đến TTCK. Hệ số của biến đạt giá trị âm là -36,92994 tức là khi lãi suất huy động tăng 1% thì VN-Idex sẽ giảm 36,92994 điểm và ngược lại.
Như vậy, kết quả hồi quy giữa VNI và I phù hợp với tình hình thực tế ở Việt Nam. Khi lãi suất tiền gửi kì hạn tăng lên thì chỉ số VN – Index sẽ giảm, và ngược lại, vì vậy chúng có mối quan hệ (-) với nhau. Bởi vì nhà đầu tư có nhiều phương án đầu tư với mục đích là tối đa hoá lợi nhuận nhưng đồng thời rủi ro phải ở mức thấp nhất có thể, nếu lãi suất tiền gửi tăng thì các nhà đầu tư sẽ có xu hướng chuyển sang hình thức tiền gửi.
3.2.3. Tác động của giá vàng trong nước lên VN- Index :
Thị trường vàng trong nước có một số đặc trưng như sau:
- Thứ nhất, thị trường vàng trong nước chịu tác động và điều chỉnh khá nhanh theo giá vàng thế giới. Giá vàng thế giới thị phụ thuộc nhiều vào giá USD, cầu của Trung Quốc và Ấn Độ. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Thứ hai, tâm lý nắm giữ vàng trong dân là khá phổ biến, vàng là công cụ đầu tư, cất giữ truyền thống của người Việt Nam. Việt Nam hiện nay là một trong những nước nhập khẩu vàng lớn nhất thế giới, hiện tượng “vàng hóa” thường xuyên xảy ra, vàng len lỏi vào định giá hàng hóa, dự trữ, thanh toán,….
- Thứ ba, cung vàng trong nước bị kiểm soát chặt chẽ. Nhu cầu vàng trong nước thì luôn ổn định, nhưng cung thì rất hạn chế, 95% lượng vàng tiêu thụ ở Việt Nam là nhập khẩu, và các doanh nghiệp muốn nhập khẩu vàng phải xin hạn ngạch từ NHNN. Gần đây Chính phủ đã có nghị quyết nhằm tiến tới xóa bỏ kinh doanh vàng miếng trên thị trường tự do.
Qua các đặc điểm trên, ta có thể thấy được nhu cầu đầu tư vàng ở Việt Nam là khá lớn và là một kênh đầu tư rất được ưa thích. Khi kinh tế ổn định, TTCK đi lên, vàng bớt đi giá trị đầu tư, khi kinh tế khó khăn, vàng lại tăng điểm trong mắt các NĐT, TTCK lại đi xuống, mối quan hệ này thông thường là ngược chiều nhau
Hình 3.5: Sự biến động của VNI và giá vàng trong nước.
Kết quả hồi quy về mối quan hệ của hai biến:
Bảng 3.9: Kết quả hồi quy giữa VNI và G
Giá trị p-value ở kết quả trên bảng 3.9 là 0,0000 <0,01: ước lượng hồi quy đạt ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99%. Giá vàng trong nước có sự tác động lên TTCK, và hệ số của biến trong mô hình là -14,97869, cho thấy mối quan hệ giữa giá vàng và TTCK là mối quan hệ nghịch chiều. Nghĩa là khi giá vàng tăng (giảm) 1triệu đồng/ lượng thì chỉ số VN-Idex giảm (tăng) 14,97869 điểm.
Kết quả này hoàn toàn phù hợp với giả định trong bài nghiên cứu và phù hợp với thực tế trong nền kinh tế Việt Nam. Khi giá vàng trên thị trường tăng thì chỉ số VN – Index sẽ giảm, và ngược lại, vì vậy chúng có mối quan hệ (-) với nhau. Bởi vì, các nhà đầu tư xem vàng như là một loại hàng hoá phòng ngừa rủi ro khi đa dạng hoá danh mục đầu tư khi có sự biến động giảm về giá chứng khoán để giảm thiểu thiệt hại khi đầu tư.
3.2.4. Tác động của giá dầu thế giới lên VN- Index :
Giá dầu tăng cao luôn là nguyên nhân của những cuộc bán tháo trên TTCK. Ở TTCK Việt Nam, sự tăng giảm của giá xăng dầu tuy cũng có những ảnh hưởng nhất định đến TTCK nhưng chưa thật sự rõ nét. Giá xăng ở Việt Nam đặc biệt có tính nhạy cảm khá cao, khi xăng tăng, trong khoảng thời gian ngắn sẽ nhanh chóng
kéo theo giá cả của nhiều mặt hàng thiết yếu khác đi lên, đối với một quốc gia với gần 60% dân số còn có đời sống khó khăn, đây là tác động mạnh một cách tiêu cực lên mức sống của họ, do đó họ sẽ đòi hỏi mức lương cao hơn, giá bán hàng hóa cao hơn,… làm cho chỉ số CPI tăng lên nhanh chóng. Chưa xét đến việc lạm phát sẽ đi lên đến mức nào, ảnh hưởng ra sao đến các doanh nghiệp và nhà đầu tư, việc người dân cần nhiều tiền hơn cho sinh hoạt , đi lại hay việc đầu tư chuyển sang vàng và USD cũng đủ khiến dòng tiền chảy vào thị trường bị thu hẹp đáng kể.
Kết quả hồi quy mô hình đơn biến:
Hình 3.8 : Đồ thị phân tán giữa VNI và O
Với giá trị p-value gần như bằng không, mô hình 3.10 cho thấy mối quan hệ giữa giá dầu thế giới và VN- Index là có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và sự tác động của giá dầu lên TTCK là theo chiều hướng tích cực, hệ số hồi quy của biến là 2,871916 có nghĩa là khi O tăng (giảm) 1USD/ thùng thì VN- Index sẽ tăng (giảm) 2,871916 điểm.
Kết quả này hầu như không gây nhiều bất ngờ, trong nghiên cứu trước đây của GS Narayan – đại học RMIT ( Úc ) về sự liên kết giữa giá dầu với VN- Index cũng cho thấy mối tương quan dương ( có ý nghĩa thống kê – mẫu từ T7/2000- T6/2008 ). Theo GS, giá dầu thế giới không gây ra tác động trái chiều lên VN-Index là do thị trường xăng dầu nội địa của Việt Nam hiện chưa được điều chỉnh linh hoạt theo giá thế giới, giá xăng dầu trong nước phụ thuộc nhiều vào các chính sách kiềm chế lạm phát và độ lớn của quỹ bình ổn Chính phủ. Thứ hai, theo ông, TTCK Việt Nam gần như là sân chơi của tầng lớp trung - thượng lưu, sự thay đổi trong giá xăng dầu hầu như ít tác động đến hành vi đầu tư của các tầng lớp này. Tuy nhiên, với các cú sốc lớn trong điều chỉnh giá ( chẳng hạn những điều chỉnh tăng 20-30% ) cũng làm tiêu cực đến TTCK nhưng hầu như chỉ là tác động nhất thời, ngắn hạn và không lâu dài đến thị trường vốn. ( Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “ Nhà kinh tế trẻ - năm 2011”)
3.3. MỐI LIÊN HỆ GIỮA CÁC BIẾN KINH TẾ VĨ MÔ VÀ TTCK Ở VIỆT NAM THỂ HIỆN TRÊN MÔ HÌNH HỒI QUY ĐA BIẾN OLS:
3.3.1. Hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình:
3.3.1.1. Ảnh hưởng của đa cộng tuyến:
Trong phương trình hồi quy thì một trong các giả thuyết quan trọng đó là các biến độc lập không có tương quan tuyến tính chặc chẽ với nhau, nếu giả thuyết này không thỏa mãn có nghĩa là phương trình xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, tức là trong phương trình hồi qui có hai hay nhiều hơn hai biến độc lập có tương quan tuyến tính chặt chẽ với nhau. Vì các biến có tương quan tuyến tính chặt chẽ với nhau không cung cấp được thông tin gì mới cũng như không thể xác định được ảnh
hưởng riêng biệt của từng biến độc lập đến biến phụ thuộc. Khi xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong phương trình sẽ có ảnh hưởng sau:
Làm phương sai của các ước lượng hệ số hồi quy có giá trị rất lớn hay khoảng tin cậy của hệ số hồi quy lớn hơn.
Thống kê t trong kiểm định hệ số hồi quy mất ý nghĩa.
Hệ số xác định lớn nhưng thống kê t trong kiểm định hệ số hồi quy ít có ý nghĩa.
Việc thêm hay bớt biến độc lập sẽ làm thay đổi giá trị và dấu của hệ số hồi qui. (Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc, 2011)
3.3.1.2. Ma trận hệ số tương quan:
Ma trận hệ số tương quan cho thấy mối quan hệ giữa các biến với nhau, có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình hay không, giúp tiền kiểm định các trường hợp đa cộng tuyến xảy ra khi hồi quy nhiều biến với nhau.
Bảng 3.11 : Ma trận hệ số tương quan giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số VN-Index.
Theo bảng 3.11, trong mô hình các biến không mang tính chất đa cộng tuyến (dựa vào ma trận hệ số tương quan, nếu tương quan cặp giữa các biến giải thích cao hơn 0,8 thì xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến). Như vậy, tất cả các biển đều được chọn, tiến hành thực hiện mô hình hồi quy đa biến OLS để phân tích mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và TTCK.
3.3.2. Kết quả mô hình hồi quy đa biến OLS :
3.3.2.1. Các biến số : (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Mô hình nghiên cứu giả định biến chỉ số VN – Index là biến phụ thuộc.
- Biến chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất tiền gửi kì hạn, giá vàng và giá dầu là các biến độc lập.
Để kiểm định tác động tổng hợp của các nhân tố kinh tế vĩ mô lên TTCK, ta sử dụng mô hình hồi quy đa biến sau :
VNIi = β1 + β2Ci + β3Ii + β4Gi + β5Oi + Ui
Trong đó :
β1 : hằng số không đổi
Ui : là sai số
3.3.2.2. Phân tích mô hình hồi quy:
Dựa vào kết quả thu được, ta thấy biến lạm phát có p-value > 5% nghĩa là nó không có ý nghĩa thống kê, không có mối quan hệ tuyến tính với biến phụ thuộc VNI. Còn lại các biến lãi suất tiền gửi kì hạn I, giá vàng trong nước và giá vàng thế giới có ý nghĩa thống kê, có mối quan hệ tuyến tính với biến VNI.
Biến CPI trong mô hình không có ý nghĩa thống kê, không phản ánh chính xác tác động thực sự của nhân tố lạm phát đến TTCK, một trong những nguyên nhân là do cách tính chỉ số CPI của Việt Nam mang tính đặc thù dẫn đến biểu hiện bất thường của CPI, nên kết quả phản ánh từ biến này không mang ý nghĩa thống kê cao.
Song song đó là sử dụng kiểm định Wald để phát hiện sự có mặt của các biến không cần thiết.
Bảng 3.13: Kết quả kiểm định Wald
Theo kết quả của bảng 3.13, vì P(F>0,804937) = 0,3717 > 0,05 nên ta chấp nhận giả thiết không, tức hệ số hồi quy của biến CPI khác không không có ý nghĩa,
hay biến CPI không ảnh hưởng tới biến phụ thuộc VNI. Vì vậy, không nên đưa biến