Ki n th c v nh ng y u t nh h ng đ n ch s giá ch ng khoán và t giá h i đoái đã thu hút nhi u s quan tâm c a nhi u nhà kinh t h c, các nhà
làm chính sách và các N T trong m t th i gian dài. Trong n n kinh t toàn c u hóa hi n nay, có r t ít các rào c n dòng v n, do đó t o nhi u c h i đ u t cho các t p đoàn đa qu c gia. DN nào ho t đ ng c ng có kh n ng ph i ch u ba r i ro: đ nh y c m kinh t , nh y c m chuy n đ i và nh y c m giao d ch đ i v i r i ro t giá. i u này t o ra m t nhu c u tìm hi u m i quan h gi a t giá và ch s giá ch ng khoán đ phòng ng a cho r i ro danh m c.
Nhi u nghiên c u đ c th c hi n và đ a ra k t qu trái ng c nhau, c th nh sau:
Nghiên c u c a Fama (1981) và Menike (2006) trên TTCK m i n i Sri Lanka nh n đ nh r ng t giá h i đoái có quan h ng c chi u v i ch s giá
21
ch ng khoán do lãi su t trong n c t ng thu hút dòng v n t n c ngoài đ u t vào trong n c làm t giá h i đoái t ng. Aydemir và Dermirhan (2009) đã ki m đ nh m i quan h nhân qu gi a t giá h i đoái và ch s giá ch ng khoán c a Th Nh K . Tác gi s d ng d li u hàng ngày trong giai đo n t n m 2001 đ n n m 2008 đ ti n hành nghiên c u và ch ng minh r ng t giá h i đoái và ch s giá ch ng khoán có m i quan h ng c chi u. i u này là
do các công ty xu t kh u không c nh tranh đ c v i các công ty nh p kh u trong th tr ng qu c t khi t giá h i đoái trong n c t ng d n đ n c u hàng hóa nh p kh u t ng. Doanh thu và l i nhu n c a các công ty xu t kh u gi m đáng k . K t qu là, giá ch ng khoán c a các công ty xu t kh u gi m. Trong hoàn c nh này, các công ty nh p kh u s c nh tranh t t h n trong th tr ng n i đ a. Do đó, giá ch ng khoán c a các công ty nh p kh u s t ng ngh a là t giá h i đoái tác đ ng thu n chi u đ n giá ch ng khoán c a các công ty nh p kh u và tác đ ng ng c chi u đ n giá ch ng khoán c a các công ty xu t kh u.
Tuy nhiên, có m t vài nghiên c u tìm th y t giá h i đoái và chí s giá ch ng khoán có quan h thu nchi u v i nhau. Nghiên c u c a Maysami et al.
(2004) trên TTCK Singapore ch ra r ng khi đ ng đô la Singapore đ c k v ng lên giá s thu hút các nhà đ u t n c ngoài. Do đó, c u đô la Singapore s t ng làm cho giá ch ng khoán t ng. Nghiên c u c a Mukherjee và Naka (1995), Sohail và Zalir (2010) c ng ch ra k t qu t ng t . Bên c nh đó, Ho (2011) ti n hành nghiên c u t i các TTCK m i n i, c th là các n c ông
Nam Á th y r ng t giá h i đoái và ch s giá ch ng khoán có t ng quan
d ng Maylaysia và Singapore. Khi đ ng n i t lên giá so v i đ ng ngo i t s t o ni m tin cho các N T đ u t vào ch ng khoán d n đ n giá ch ng khoán t ng.
22
1.4.5. Lƣi su t (IR) và ch s giá ch ng khoán:
Theo Murherjee và Naka (1995), ch s giá ch ng khoán có quan h v i các bi n kinh t v mô trong dài h n. Lãi su t là m t trong các bi n kinh t v mô nh h ng đ n ch s giá ch ng khoán. Có nhi u nghiên c u t i các n c khác nhau nh Maysami và Koh (2000) t i Singapore, Adjasi và Biekpe
(2006) và Eita (2011) t i 29 th tr ng m i n i Châu Á, Latinh, Châu M , Châu Phi và Trung ông.
Eita (2011) s d ng ph ng pháp c l ng VECM ch ra lãi su t chi t kh u (đ i di n cho bi n lãi su t) tác đ ng ng c chi u v i ch s giá ch ng
khoán trên TTCK Namibia. Eita (2011) gi i thích r ng n u ngân hàng trung ng th c hi n chính sách ti n t m r ng thông qua vi c gi m lãi su t, tính thanh kho n c a th tr ng s t ng làm thu hút các N T vào TTCK và giá
ch ng khoán s t ng và ng c l i trong tr ng h p ngân hàng trung ng th c hi n chính sách th t ch t ti n t .
Menike (2006) ki m đ nh lãi su t và ch s giá ch ng khoán trên TTCK
Sri Lanka. Tác gi s d ng d li u hàng tháng trong giai đo n t tháng 09/1991 đ n tháng 12/2001 và s d ng lãi su t tín phi u kho b c đ i di n cho bi n lãi su t. Mô hình h i quy đa bi n ch ra có m i quan h ng c chi u gi a lãi su t tín phi u kho b c và ch s giá ch ng khoán c a S giao d ch ch ng
khoán Colombo (CSE). Menike (2006) gi i thích r ng b t c khi nào lãi su t tín phi u kho b c t ng, N T s chuy n t mua c phi u sang mua trái phi u, d n đ n giá ch ng khoán gi m. T ng t Sohail và Hussain (2011) nghiên
c u m i quan h gi a lãi su t và ch s giá ch ng khoán Pakistan b ng cách s d ng ki m đ nh đ ng liên k t Johansen và mô hình VECM. Nghiên c u c ng s d ng lãi su t tín phi u kho b c k h n 3 tháng làm đ i di n và thu th p d li u theo tháng trong giai đo n t tháng 11/1991 đ n tháng 06/2008.
23
K t qu là lãi su t tín phi u kho b c k h n 3 tháng có tác đ ng ng c chi u v i ch s giá ch ng khoán trong dài h n Pakistan.
Mashayekh et al. (2011) nghiên c u trên TTCK Iran. Lãi su t ti n g i ngân hàng đ c s d ng làm bi n đ i di n cho lãi su t và ch s giá ch ng khoán đ c l y t S giao d ch ch ng khoán Tehran. Tác gi s d ng d li u
theo tháng trong giai đo n t tháng 04/1998 đ n tháng 03/2008 và s d ng ki m đ nh mô hình VAR và ki m đ nh đ ng liên k t Johansen. K t qu có ý ngh a th ng kê và có m i t ng quan âm gi a lãi su t ti n g i ngân hàng và ch s giá ch ng khoán. Mashayekh et al. (2011) gi i thích r ng th tr ng ti n t và th tr ng ch ng khoán c nh tranh nhau. Khi lãi su t gi m s làm gi m chi phí c h i c a vi c gi ti n. Các ch ng khoán nh trái phi u không còn thu hút nhà đ u t do t su t sinh l i gi m, nhà đ u t chuy n qua đ u t vào c phi u và d n đ n t ng ch s giá ch ng khoán.
1.4.6. Giá d u (OIL) và ch s giá ch ng khoán:
Giá d u là m t y u t đ u vào trong quá trình s n xu t. M t s thay đ i giá d u s làm thay đ i chi phí s n xu t t o áp l c lên thu nh p và l i nhu n c a công ty t đó nh h ng đ n giá ch ng khoán. Do tính ch t quan tr ng c a nó đ i v i n n kinh t , nhi u nhà nghiên c u trên th gi i đã đ a ra nh ng k t qu khác nhau v m i quan h gi a giá d u và ch s giá ch ng khoán, c th nh sau:
Gjerde và Saettem (1999), Tunah (2010) đã ch ra có m i quan h ng c chi u gi a giá d u và ch s giá ch ng khoán trên TTCK Nauy và Th Nh K . Tác gi cho r ng khi giá d u t ng các N Td đoán n n kinh t s r i vào tình tr ng b t nvà t đó nh h ng tâm lý N T c ng nh nh ng lo ng i v thu nh p c a công ty d n đ n giá ch ng khoán gi m và ng c l i. Cheung và Ng (1998) c ng tìm th y k t qu t ng t các n c Canada, ụ và Nh t B n.
24
Ng c l i, Gogineni (2007),Yurtsever và Zahor (2007) ch ra m i quan
h cùng chi u gi a giá d u và ch s giá ch ng khoán. Ono (2011) ch ra nh h ng c a cú s c giá d u đ n các n c Brazil, Nga, n , Trung Qu c, trong đó giá d u nh h ng cùng chi u đ n t su t sinh l i giá ch ng khoán
t i n và Nga và không nh h ng đ n t su t sinh l i ch ng khoán t i
các n c Brazil và Trung Qu c.
Paresh Kumar Narayan và Seema Narayan (2010) nghiên c u nh h ng c a giá d u đ n ch s giá ch ng khoán Vi t Nam. Tác gi s d ng d li u theo ng y trong giai đo n t ngày 28/07/2000 đ n ngày 16/06/2008. Bài nghiên c u áp d ng mô hình hi u ch nh sai s (ECM) và ki m đ nh đ ng liên k t Johansen. K t qu nghiên c u cho th y giá d u và ch s giá ch ng khoán có m i quan h đ ng liên k t trong dài h n. Giá d u có m i quan h
cùng chi u v i ch s giá ch ng khoán trong dài h n nh ng không có ý ngh a trong ng n h n. Nguyên nhân t n t i m i quan h trên theo tác gi là do s gia t ng dòng v n đ u t t n c ngoài ch y vào Vi t Nam ( c tính t ng g p đôi
t 0.9 t USD n m 2005 lên 1.9 t USD n m 2006, chi m 3.1% GDP) và thay
đ i chi n l c đ u t t đ u t vào USD và g i ti t ki m vào ngân hàng chuy n sang đ u t vào ch ng khoán làm cho TTCK Vi t Nam bùng n cùng th i đi m v i giá d u th gi i t ng m nh.
B ng 1.1: Tóm t t khung lỦ thuy t các nhân t kinh t v mô và TTCK
Nhân t LỦ thuy t b ng ch ng và th c nghi m
Cung ti n
(M2)
Sohail và Hussain (2011); Maysami et al. (2004) và Eita (2011); Maysami và Koh (2000); Mukherjee và Naka (1995) và Rahman et al. (2009); Bagus (2009)
Ch s s n xu t công nghi p (IPI)
Fama (1981); Abdullah và Hayworth (1993); Ibraham và Yusoff (2001); Nishat và Shaheen (2004); Ratanapakorn và Sharma (2007); Liu và Sinclair (2008); Humpe và Macmillan
25
(2009); Rahman et al. (2009) và Sohail và Zakir (2010)
Ch s giá
tiêu dùng (CPI)
Islam, Watanapalachaikul và Billington (2003); Maysami và Koh (2000); Mukherjee và Naka (1995); Fama và Schwert (1977); Geske và Roll (1983); Gultekin (1983); Nishat và Shaheen (2004) ;Sari và Soytas (2005); Humpe và Macmillan (2009); Alexakis, Apergis và Xanthakis (1996); Kaul (1990); Marshall (1992); Kandir (2008); Lee và Hamzah (2004); Mashayekh, Moradkhani và Jafari (2011); Firth (1979)
T giá h i đoái (EX)
Fama (1981); Menike (2006); Aydemir và Dermirhan (2009); Maysami et al. (2004); Mukherjee và Naka (1995), Sohail và Zalir (2010); Ho (2011)
Lãi su t
(IR)
Murherjee và Naka (1995); Maysami và Koh (2000); Adjasi và Biekpe (2006); Eita (2011); Menike (2006); Sohail và Hussain (2011); Mashayekh et al. (2011)
Giá d u
(OIL)
Gjerde và Saettem (1999); Tunah (2010); Cheung và Ng (1998);Gogineni (2007),Yurtsever và Zahor (2007); Paresh Kumar Narayan và Seema Narayan (2010), Ono (2011)
Ngu n: Tác gi t t ng h p
1.5. Mô hình và ph ng pháp nghiên c u tác đ ng c a các nhân t kinh
t v mô đ n ch s giá ch ng khoán
1.5.1. Mô hình nghiên c u: Mô hình t h i quy vector (VAR)
Nh chúng ta đã bi t trong th c t các m i quan h kinh t không ch ch u nh h ng m t chi u t các bi n đ c l p lên bi n ph thu c mà nó còn nh h ng ng c l i. Do đó khi xét các m i quan h này, chúng ta c n ph i xác đ nh m i quan h đa chi u gi a các nhân t kinh t v mô và ch s giá ch ng khoán. Do đó, n u chúng ta s d ng hàm h i quy đa bi n thông th ng thì ph i s d ng mô hình nhi u hàm h i quy ch không th dùng mô hình m t
26
hàm h i quy đ có th bao hàm h t các m i quan h trên đ c. ng th i, đ c l ng đ c các mô hình nh v y chúng ta ph i xác đ nh đ c bi n nào là bi n n i sinh và m t s bi n khác là bi n ngo i sinh đã đ c xác đ nh tr c (ngo i sinh c ng đ tr ). Do đó, trong bài nghiên c u này tác gi s d ng mô hình t h i quy vector (VAR) đ kh c ph c các khó kh n nêu trên đ ng th i xác đ nh đ c đ y đ các m i quan h đa chi u gi a các bi n.
Mô hình t h i quy vector (VAR) là mô hình vector các bi n s t h i quy. M i bi n s ph thu c tuy n tính vào đ tr c a bi n s này v i đ tr c a bi n s khác. Mô hình nghiên c u: t t p i i t 1 1 0 Trong đó:
Yt: là ma tr n g m 7 x 1 các bi n. Bao g m 6 nhân t v mô và ch s giá ch ng khoán Ai: m i m t Ailà m t ma tr n các h s 7 x 7 : t m t ma tr n nhi u tr ng 7 x 1 p: s đ tr 1.5.2. Ph ng pháp phân tích:
1.5.2.1. Ki m đ nh nghi m đ n v (Unit root test):
Khi các nghiên c u s d ng d li u d i d ng chu i d li u th i gian,
vi c đ u tiên c n làm là ki m tra xem nh ng bi n mà bài nghiên c u s d ng trong mô hình là d ng hay không d ng. Tính d ng c a chu i d li u th i gian là m t khái ni m vô cùng quan tr ng, vì th c t h u h t t t c các mô hình th ng kê đ u đ c th c hi n d i gi đ nh là chu i d li u ph i d ng. Do v y m t khi c l ng các tham s ho c ki m đ nh gi thuy t c a các mô hình, n u không ki m đ nh thu c tính d ng thì ngay c các k thu t phân tích thông th ng nh bình ph ng bé nh t c ng s không chính xác và h p lý.
27
ki m đ nh tính d ng c a các chu i s li u theo th i gian, chúng ta có th s d ng nhi u ph ng pháp khác nhau, ch ng h n nh : ki m đ nh
Dickey – Fuller (DF), ki m đ nh Augmented Dickey - Fuller (ADF) và ki m đ nh Philips – Person (PP). Trong lu n v nnày, ki m đ nh ADF đ c s d ng đ ki m đ nh tính d ng c a chu i ch s giá ch ng khoán và các bi n s kinh t v mô. Ph ng trình c a ki m đ nh ADF có d ng nh sau:
1 1 1 0 j t j t k j t t a y y y 2 1 1 0 j t j t k j t t t a y y y
Mô hình (2) khác mô hình (1) là có thêm xu h ng v th i gian t. Các
ký hi u trong mô hình (1) và (2) đ c gi i thích nh sau:
1 t t y
y
yt : chu i s li u theo th i gian đang xem xét k: chi u dài đ tr (lag time)
:
t nhi u tr ng
Vì k t qu c a ki m đ nh ADF r t nh y c m v i s l a ch n chi u dài đ tr (k) nên tiêu chu n thông tin đ c phát tri n b i Akaike (Akaike
Information Criterion - AIC) đ c s d ng đ l a ch n k t i u cho mô hình
ADF (giá tr k đ c l a ch n sao cho AIC nh nh t). Gi thi t Ho (Null
Hypothesis) trong ki m đ nh ADF là t n t i m t nghi m đ n v ( = 0) và nó
s b bác b n u giá tr ki m đ nh ADF l n h n giá tr t i h n c a nó. Trong ki m đ nh ADF, giá tr ki m đ nh ADF không theo phân ph i chu n, vì v y giá tr t i h n đ c d a trên b ng giá tr tính s n c a Mackinnon (1991). So sánh giá tr ki m đ nh ADF v i giá tr t i h n c a Mackinnon s có đ c k t lu n v tính d ng cho các chu i quan sát.
28
1.5.2.2. Ki m đ nh tác đ ng c a các nhân t kinh t v mô đ n ch s giá ch ng khoán s d ng mô hình VAR:
Xác đ nh h s t ng quan trong m i quan h đa chi u c a các nhân t v mô và ch s giá ch ng khoán
1.5.2.3. Phân tích hàm ph n ng đ y (Impulse Response Function)
và phân rƣ ph ng sai (Variance Decomposition):
D a vào h i quy mô hình VAR trên, tác gi s th c hi n ti p phân
tích hàm ph n ng đ y (Impulse Response Function) và phân rã ph ng sai
(Variance Decomposition).
Hàm ph n ng đ y phát hi n ph n ng c a bi n ph thu c trong mô
hình đ i v i các cú s c c a các s h ng sai s , nh là các t mô hình trên. Gi s m t t m t hàm h i quy nào đó thay đ i b i m t cú s c h th ng, thì bi n ph thu c c a mô hình đó thay đ i. ng th i, vi c thay đ i c a bi n ph thu c này c ng làm thay đ i các bi n khác vì bi n ph thu c này l i là bi n đ c l p các ph ng trình khác. Chính vì th , nó s làm các bi n trong hàm h i quy đó thay đ i. Do đó, hàm ph n ng đ y phát hi n tác đ ng c a