4. Nội dung và kết quả nghiên cứu:
4.2.Ước lượng mô hình VECM:
Với một đồng liên kết giữa các biến, ta có thể tiến hành chạy mô hình VECM.
Tương quan trong ngắn hạn giữa chỉ số VN-index và các biến kinh
tế vĩ mô:
Bảng 4.2: Kết quả mô hình VECM.
D(LNVNINDEX(-1)) 0.420434*** 0.124445 3.378461 0.0016 D(LNVNINDEX(-2)) 0.116839 0.120361 0.970731 0.3371 D(LNCPI(-1)) -3.554605*** 1.583768 -2.244398 0.0300 D(LNCPI(-2)) 1.614717 1.695658 0.952266 0.3463 D(LNEXR(-1)) -0.482741 0.918805 -0.525401 0.6020 D(LNEXR(-2)) -0.408001 0.921613 -0.442704 0.6602 D(LNIR(-1)) 0.537413** 0.224923 2.389315 0.0213 D(LNIR(-2)) 0.197185 0.198193 0.994918 0.3253 D(LNOP(-1)) -0.467081*** 0.150405 -3.105497 0.0034 D(LNOP(-2)) -0.077910 0.165177 -0.471678 0.6395 D(LNMONEY(-1)) -0.660419 0.793139 -0.832665 0.4096 D(LNMONEY(-2)) -1.622352** 0.696284 -2.330013 0.0246 Residual -0.612253*** 0.114785 -5.333901 0.0000 C 0.056745* 0.030933 1.834450 0.0735 R-Squared 0.570821 Adjusted R-Squared 0.441070 F-staticstic 4.399339 Prob(F-staticstic) 0.000111
(*; **; và*** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%.) Nguồn: Tính toán của tác giả sử dụng Eviews 6.0.
Bảng 4.2 cho thấy trong ngắn hạn, lạm phát (ở độ trễ 1 thời kỳ) có ảnh hưởng một cách có ý nghĩa thống kê đến chỉ số TTCK. Cụ thể, khi lạm phát tăng (hoặc giảm) 1% sẽ kéo theo TTCK giảm (hoặc tăng) tương ứng 3.55%. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của tác giả Kuwornu (2012), Fama và Schwert (1977), Chen, Roll và Ross (1986), Nelson (1976) và Jaffe và Mandelker (1976). Mối tương quan nghịch ngụ ý rằng trong ngắn hạn, các nhà đầu tư không được bù đắp trong tỉ suất sinh lợi của chứng khoán khi lạm phát tăng lên.
Lãi suất cho vay trung bình của các ngân hàng (ở độ trễ 1 thời kỳ) cũng có quan hệ có ý nghĩa thống kê đối với chỉ số TTCK. Khi lãi suất tăng (hoặc giảm) 1% sẽ dẫn đến một sự gia tăng (hoặc giảm sút) trong chỉ số TTCK 0.54%.
Điều này cho thấy các nhà đầu tư không xem đầu tư vào ngân hàng dưới hình thức tiền gửi như là một dạng đầu tư thay thế cho cổ phiếu khi lãi suất cho vay tăng (và do đó, lãi suất huy động bình quân của ngân hàng cũng tăng để đảm bảo margin lãi suất hợp lý). Sự tăng lên trong lãi suất trong ngắn hạn không làm giảm đi tính hấp dẫn của đầu tư cổ phiếu trên thị trường, hay làm cho chỉ số TTCK tăng. Kết quả này mâu thuẫn với giả thuyết ban đầu của nghiên cứu này nhưng có phần phù hợp với nghiên cứu của Engsted và Tanggaard (2002).
Kết quả từ bảng trên cho thấy hệ số tương quan dương của biến tỉ giá ở cả 2 độ trễ đều không có ý nghĩa thống kê. Tức là về mặt kinh tế, biến tỉ giá dường như không tác động đến chỉ số TTCK. Điều này không như kì vọng ban đầu của chúng ta về tác động âm của tỉ giá lên TTCK. Để lý giải vấn đề này, vai trò quản lý tỉ giá dao động trong biên độ cho phép của Ngân Hàng Nhà Nước được xem xét là có ảnh hưởng đáng kể. Tỉ giá Việt Nam được giữ tương đối cứng nhắc, chỉ từ cuối năm 2008 trở lại đây thì NHNN mới có những đợt điều chỉnh tỉ giá với biên độ lớn, cụ thể là lần phá giá nội tệ gần đây khoảng 9.3% Số liệu tỉ giá do IMF cung cấp được giải thích rằng đây là tỉ giá bình quân liên ngân hàng được giới hạn trên bởi trần lãi suất do Ngân Hàng Nhà Nước quy định. Chính vì thế, tỉ giá này không đại diện cho cung, cầu thực tế của thi trường hay nó không tác động nhiều đến TTCK. Đây cũng là một phần hạn chế của bài nghiên cứu này vì hầu như không thể thống kê được số liệu tỉ giá thực sự ảnh hưởng đến thị trường (tỉ giá thị trường chợ đen).
Nhìn vào bảng kết quả trên, ta thấy rằng giá dầu thô thế giới (ở độ trễ 1 thời kỳ) cũng tác động có ý nghĩa thống kê đến chỉ số TTCK Việt Nam trong ngắn hạn với hệ số tương quan -0.467081. Có nghĩa là khi giá dầu tăng (giảm) 1% thì sẽ làm cho chỉ số TTCK giảm hoặc tăng 0.47%. Kết quả này phù hợp với giả thiết ban đầu của tác giả: giá dầu có tác động tiêu cực đến TTCK. Mặc
dù nghiên cứu của Kuwornu (2012) chỉ ra mối tương quan giữa giá dầu thô thế giới và giá chứng khoán là không có ý nghĩa thống kê trong ngắn hạn nhưng trong dài hạn có tồn tại một hệ số co giãn tương đối thấp (-0.03%). Những kết quả nghiên cứu tương tự của một số tác giả khác được xem như củng cố thêm cho kết quả của bài nghiên cứu này như nghiên cứu của Bina và Vo (2007), Rahman và Mustafa (2008), Miller và Ratti (2009). Những giải thích cho kết quả nghiên cứu này có thể kể đến như sau: giá dầu nói riêng, nhiên liệu nói chung, là nhân tố đầu vào quan trọng trong sản xuất của các doanh nghiệp. Một sự gia tăng trong giá dầu thô trên thị trường quốc tế đồng nghĩa với một sự giảm sút trong hoạt động kinh tế thực ở tất cả các ngành. Mặt khác, lạm phát sẽ tăng khi tăng chi phí sản xuất liên quan đến tăng giá dầu thô, chi phí này sẽ được chuyển tải vào trong giá tiêu dùng và như thế làm giảm sức mua. Thời kỳ khủng hoảng giá dầu 1973-1974, một sự sụt giảm trong giá chứng khoán được giải thích bởi một sự tăng trong giá dầu và điều này chỉ ra rằng sự thay đổi trong giá dầu có thể gây ra những biến động trong lợi nhuận cổ phiếu.
Biến cung tiền ở độ trễ 2 thời kỳ cũng có tác động có ý nghĩa thống kê đến giá chứng khoán với hệ số tương quan -1.662352. Khi Chính phủ tăng cung tiền 1% thì sẽ làm chỉ số chứng khoán VN-index giảm đi 1.66% và ngược lại. Kết quả này mâu thuẫn với giả thuyết ban đầu và lý thuyết về mô hình định giá chứng khoán, tuy nhiên phù hợp với nghiên cứu của Gan, Lee, Yong và Zhang (2006) đã nghiên cứu quan hệ giữa giá chứng khoán và các biến vĩ mô ở New Zealand, Humpe và Macmillan quả nghiên cứu về ảnh hưởng của một số biến kinh tế vĩ mô lên TTCK Mỹ và Nhật Bản. Mặt khác, theo kết của một số nghiên cứu khác, cung tiền có tác động cùng chiều lên giá chứng khoán trong ngắn hạn nhưng trong dài hạn chuyển sang tác động ngược chiều. Điều này được giải thích do cung tiền trên TTCK ở Việt Nam chịu ảnh hưởng bởi dòng vốn của
các nhà đầu tư nước ngoài. Khi lãi suất ở Việt Nam thấp hơn tương đối so với lãi suất ở nước của họ thì các nhà đầu tư muốn giữ tiền ở ngân hàng nước mình hơn là đầu tư mạo hiểm ra ngoài quốc gia với lãi suất thấp. Đồng thời, kì vọng về lạm phát tăng cao sẽ làm cho cổ tức thực nhận trong tương lai sẽ bị giảm, do đó làm giảm tính hấp dẫn của chứng khoán (Mukhrejeee và Naka, 1955 và Dasgupta và Sensarma, 2002).
Giá trị của phần dư (residual value) đại diện cho hệ số tương quan của phần hiệu chỉnh sai số (Error correction term) là -0.612253 cho thấy rằng trong ngắn hạn, khoảng 61.22% các sai lệch của TTCK được điều chỉnh mỗi tháng. Dấu trừ thể hiện sự điều chỉnh từ các sai lệch ngắn hạn về cân bằng dài hạn. Tỉ lệ điều chỉnh mỗi tháng này tương đối cao và phù hợp với đặc điểm TTCK mới nổi như Việt Nam vốn nhiều biến động.
R2 điều chỉnh bằng 0.570821 cho thấy rằng khoảng 57% các thay đổi của TTCK được giải thích bởi các thay đổi của các biến kinh tế vĩ mô trong mô hình. Con số này không cao lắm, phần nào khiến cho mô hình của chúng ta không hoàn hảo. Tuy nhiên, để đánh giá một mô hình là tốt và phù hợp hay không là cả một loạt các kiểm định liên quan khác đi kèm với R2 điều chỉnh. Đồng thời, giá trị F-staticstic bằng 4399339 với P-value rất nhỏ (0.000111) cho thấy rằng các biến kinh tế vĩ mô đồng thời có tác động có ý nghĩa thống kê đến chỉ số TTCK.
Tương quan trong dài hạn giữa chỉ số VN-index và các biến kinh tế
vĩ mô:
Kết quả từ kiểm định đồng liên kết (Johansen test of cointegration) cũng đồng thời cho ta mô hình hồi quy dài hạn giữa VN-index và các biến độc lập như dưới đây.
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
LNVNINDEX LNCPI LNEXR LNIR LNOP LNMONEY
1.000000 3.101197 -3.098624 0.485549 -0.445868 -0.527209
(0.42530) (0.97082) (0.15537) (0.13783) (0.26711)
Nguồn: Tính toán của tác giả sử dụng Eviews 6.0.
Có nghĩa là trong dài hạn, chỉ số VN-index chịu tác động của CPI, EXR, IR, OP và MONEY lần lượt với hệ số co giãn là 3.101197, -3.098624, 0.485549, - 0.445868 và -0.527209. Cụ thể, khi lạm phát tăng 1% thì VN-index sẽ tăng 3.1%. Mối tương quan dương giữa lạm phát và VN-index tương đồng với các nghiên cứu Choudhry (2000), Mohammed và cộng sự (2007), nghiên cứu của Owusu-Nantwi và Kuwornu (2011). Trong nghiên cứu mới đây của Kuwornu (2012) tại thị trường Ghana cũng cho ra kết quả tương đồng: lạm phát trong ngắn hạn có tác động ngược chiều nhưng trong dài hạn lại có tác động cùng chiều đến giá chứng khoán. Điều này ngụ ý rằng các nhà đầu tư được bù đắp từ các khoản đầu tư trên TTCK trong dài hạn do lạm phát tăng lên. Vấn đề này liên quan đến tính phòng ngừa yếu đối với rủi ro lạm phát của cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Hay nói cách khác, các nhà đầu tư không thể coi các cổ phiếu trên TTCK Việt Nam như là công cụ phòng ngừa rủi ro lạm phát bởi vì hệ số tương quan dương có nghĩa là muốn có một tỉ suất sinh lợi kì vọng cao hơn trên đầu tư cổ phiếu thì đòi hỏi một mức lạm phát phải cao hơn. Tuy nhiên, kết quả này còn mâu thuẫn với một số nghiên cứu khác đã đề cập ở phần tương quan trong ngắn hạn. Điều này được lý giải là do vai trò tích cực của Chính phủ trong các nỗ lực kiềm chế lạm phát tăng cao kể từ sau khủng hoảng năm 2007.
Trong ngắn hạn, mô hình VECM chỉ ra hệ số tương quan của tỉ giá không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, trong dài hạn, tỉ giá và VN-index có mối tương quan âm. Khi tỉ giá tăng 1% sẽ dẫn đến VN-index giảm 3.1%. Kết quả này phù hợp với giả thiết ban đầu của bài nghiên cứu cũng như tương đồng với kết quả nghiên cứu của một số tác giả khác. Bilson và các cộng sự (2001) đã kết luận
rằng một sự giảm trong giá trị đồng nội tệ sẽ tác động tiêu cực đến lợi nhuận trên TTCK. Soenen và Hernigar (1988) cũng sử dụng dữ liệu hàng tháng và cho ra kết luận rằng có mối tương quan âm giữa chỉ số chứng khoán ở Mỹ với tỉ giá đồng USD tính theo tỉ trọng đối với mười lăm đồng tiền khác cho giai đoạn 1980-1986.
Lãi suất cho vay trung bình của các ngân hàng có tác động cùng chiều đến VN-index trong dài hạn ở mức 0.4855. Tức là khi lãi suất tăng 1% sẽ dẫn đến một sự gia tăng 0.49% trong VN-index. Nhắc lại kết quả nghiên cứu trong ngắn hạn, hệ số tương quan giữa lãi suất và chỉ số TTCK cũng mang dấu dương nhưng cao hơn trong dài hạn (0.54 so với 0.49). Chứng tỏ lãi suất tác động mạnh tương đối đến thị trường trong ngắn hạn hơn là dài hạn. Kết quả này mâu thuẫn với giả thiết ban đầu rằng lãi suất và chỉ số TTCK có tương quan âm. Tuy nhiên, như đã khẳng định ở phần tổng quan các kết quả nghiên cứu lý thuyết trước đây, kết quả tương quan lãi suất và TTCK còn nhiều tranh cãi. Kết quả của bài nghiên cứu này lại phù hợp với nghiên cứu của Engsted và Tanggaard (2002). Tác giả Kuwornu (2012) cũng kết luận lãi suất tín phiếu Chính phủ có tác động đến chứng khoán ở Ghana với hệ số tương quan dương nhưng khá thấp (0.003). Đối với TTCK Việt Nam, một tương quan âm giữa lãi suất và chỉ số TTCK được kì vọng trên cơ sở các lý thuyết đã trình bày ở phần tổng quan.
Giá dầu thô thể hiện một mối tương quan âm trong dài hạn đối với chỉ số TTCK. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết và nhiều nghiên cứu đã được công bố như Bina và Vo, (2007), Rahman và Mustafa (2008), Miller và Ratti (2009) đã chứng minh kết quả giá chứng khoán và giá dầu thô có tương quan ngược chiều trong dài hạn. Riêng ở thị trường Việt Nam, nghiên cứu của tác giả Huỳnh Thanh Bình (2011) cũng cho ra kết quả tương quan âm trong dài
hạn giữa giá dầu và VN-index. Khi giá dầu tăng 1% sẽ làm cho chỉ số TTCK giảm đi 0.44% và ngược lại
Hệ số tương quan cung tiền mang dấu âm như trong ngắn hạn nhưng với độ lớn nhỏ hơn. Điều này có nghĩa là khi cung tiền tăng, mặc dù tính lỏng của thị trường tốt hơn nhưng tác động của yếu tố dòng chảy vốn ngoại và kì vọng lạm phát cộng hưởng làm ảnh hưởng tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán. Do đó, trong cả ngắn hạn và dài hạn, cung tiền đều tương quan âm với chỉ số VN- index.