Thị trường chứng khoán Việt Nam là thị trường mới nổi, còn non trẻ vì vậy việc phân tích các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng tới thị trường chứng khoán là một việc cần thiết. Các công trình nghiên cứu đi đầu cho ta cái nhìn đa chiều khi tiếp cận vấn đề này.
Khi phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ tháng 7/2009 đến tháng 9/2011, PGS.TS.Phan Thị Bích Nguyệt và THS.Phạm Dương Phương Thảo (01/2013), (đại học Kinh tế TP.HCM) đã đề cập mô hình nghiên cứu có dạng:
41
Bảng tóm tắt các biến trong mô hình STT Tên
biến Nội dung Đơn lƣờng vị đo
1 VnI Chỉ số giá chứng khoán thể hiện cho thị trường
chứng khoán Điểm
2 M2 Cung tiền M2 thể hiện cho nhân tố cung tiền Tỷ đồng
3 CPI Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng %
4 IP Sản lượng công nghiệp thể hiện cho hoạt động
kinh tế thực
Tỷ đồng
5 R Lãi suất cho vay ngắn hạn thể hiện cho nhân tố
lãi suất
%
6 EX Tỷ giá VND/USD theo IMF thể hiện cho nhân
tố tỷ giá hối đoái
VND/USD
7 OP Trung bình giá dấu thô FOB giao ngay mỗi
ngày trên thế giới được dùng để thể hiện nhân tố giá dầu
USD/Barrel
Kết quả nghiên cứu của tác giả chỉ ra các nhân tố vĩ mô M2, CPI, IP, OP tác động cùng chiều lên thị trường chứng khoán, tuy nhiên trong đó yếu tố CPI có p-value > 5% thể hiện nó không có ý nghĩa thống kê. Các nhân tố còn lại là R, EX thì có sự tương quan âm với thị trường chứng khoán.
Một bài nghiên cứu được đề cập trên trang web của SHBS vào tháng 12/2012, tác giả phân tích định lượng ở giai đoạn 2005-2011 như sau:
LnVNI = β0 +β1LnIO+β2LnCPI+β3LnEx+β4LnIR+β5LnM2 Trong đó: β0: Hệ số gốc đường hồi quy
β1,2,3,4,5: Hệ số hồi quy biến độc lập
VNI: Chỉ số giá thị trường chứng khoán Việt Nam, được tính bằng cách lấy chỉ số giá đóng cửa hằng tháng chỉ số VN-Index.
42 IO: Giá trị sản lượng công nghiệp theo thống kê của GSO
CPI: Chỉ số giá tiêu dùng theo thống kê của IFS (International Financial Statistics) EX: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương VND/USD theo thống kê của IFS M2: Cung tiền M2 (bao gồm tiền tệ và chuẩn tệ) theo thống kê của IFS
IR: Lãi suất huy động ngân hàng thương mại kỳ hạn 3 tháng theo thống kê của IFS Thực hiện xử lý ước lượng dữ liệu từ 1/2005 tới tháng 3/2011 bằng phần mền thống kê Eview và có kết quả như sau:
LnVNI = 12.7608+ 0.6213LnIO – 11.9768LnCPI – 1.2989LnEX – 0.1076LnIR +4.2545Ln M2
Kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy trong dài hạn tồn tại mối tương quan thuận giá trị sản lượng công nghiệp và cung tiền M2 với VN-Index và tương quan nghịch giữa các biến chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất và tỷ giá có tương quan nghịch đến VN-Index, trong đó chỉ số giá tiêu dùng có mức tác động mạnh nhất trong các biến. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Tuy nhiên, ở góc độ thống kê nghiên cứu chỉ chấp nhận mối tương quan giữa VN-Index với biến chỉ số giá tiêu dùng và biến cung tiền M2 với mức ý nghĩa α = 10%, các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê. Mặt dù có nhiều biến hệ số tương quan không có ý nghĩa thống kê nhưng xét về dấu và nếu kết hợp với phân tích mô tả ban đầu thì kết quả mô hình định lượng phù hợp với thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn năm 2005-2011.
Tiếp theo là nghiên cứu của nhóm tác giả: PGS.TS.Nguyễn Minh Kiều, THS.Nguyễn Văn Điệp (11/2013), THS.Lê Nguyễn Hoàng Tâm – Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Mính. Nghiên cứu này có mô hình tương tự như nghiên cứu ở trên trong giai đoạn từ tháng 1/2000 đến tháng 12/2011, tuy nhiên nhóm tác giả tập trung làm rõ ảnh hưởng của 4 nhân tố vĩ mô: chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái VND/USD (EX), cung tiền M2, và giá vàng đến thị trường chứng khoán.
Nếu hầu hết chuỗi dữ liệu các biến vĩ mô ban đầu đều có tính dừng trong mô hình 1 thì khi xét đến mô hình này thì chuỗi dữ liệu dừng ở mức sai phân bậc 1. Và kết quả nghiên cứu chỉ ra trong dài hạn:
43 Yếu tố lạm phát có mối quan hệ ngược chiều đến chỉ số chứng khoán Việt Nam (xấp xỉ 6.95%) với mức động mạnh nhất, tiếp theo là yếu tố lượng cung tiền M2 (xấp xỉ 2.05%). Giá vàng trong nước có ảnh hưởng nhỏ nhất (xấp xỉ 1.54%). Tỷ giá hối đoái không ảnh hưởng tới chỉ số chứng khoán. Hai yếu tố cung tiền M2 và giá vàng trong nước có mối quan hệ cùng chiều lên chỉ số giá chứng khoán.
Còn trong ngắn hạn, chỉ số giá chứng khoán hiện có mối quan hệ với chỉ số giá chứng khoán tháng trước với tương quan cùng chiều và ngược chiều với tỷ giá hối đoái. Kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy tỷ giá hối đoái là nguyên nhân gây ra biến động của chỉ số giá chứng khoán.
Nghiên cứu về thị trường có một tầm quan trọng trong sự phát triển của thị trường chứng khoán, và việc chung tay góp sức của nhóm sinh viên tại công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “nhà kinh tế trẻ _năm 2011” với mô hình hồi quy tuyến tính nghiên cứu trong giai đoạn từ tháng 1/2004 đến tháng 2/2011 với biến độc lập: thay đổi cán cân thương mại, tăng trưởng sản lượng công nghiệp, TSSL vàng, thay đổi trong cung tiền M2, tốc độ tăng của CPI, thay đổi trong USD/VND, TSSL dầu, thay đổi trong lãi suất TPCP, TSSL DowJones.
Kết quả của nhóm sinh viên tài chính ngân hàng lại chỉ ra một điều “hầu như các biến vĩ mô không đóng góp nhiều trong việc hình thành nên chỉ số Vn-Index”. Họ cho rằng thị trường chứng khoán chịu ảnh hưởng nhiều từ tâm lý bầy đàn nơi mà các hành vi của nhà đầu tư không hợp lý.
Tổng hợp các kết quả nghiên cứu phân tích ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô tới thị trường chứng khoán Việt Nam ta được bảng mối tương quan giữa các biến vĩ mô và thị trường chứng khoán:
LVNI = 43.82618 -6.947153*LCPI - 1.954762*LEX + 2.046576*LM2 + 1.53968 DGP [2.594126]** [-5.964091]* [-1.183758] [3.802972]* [2.264343]** Ghi chú: * có ý nghĩa ở mức 1%, ** có ý nghĩa ở mức 5%
44
M2 + không có ý nghĩa + +
CPI không có ý nghĩa không có ý nghĩa - không có ý nghĩa
IP (IO) + + không xét đến không có ý nghĩa
R - - không xét đến không có ý nghĩa
EX - - không có ý nghĩa không có ý nghĩa
OP + không xét đến không xét đến không có ý nghĩa
AUI không xét đến không xét đến - không có ý nghĩa
NX không xét đến không xét đến không xét đến -
DowJones không xét đến không xét đến không xét đến +
Tại công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên
“nhà kinh tế trẻ - năm 2011”
Bảng 2: Mối tƣơng quan giữa các biến vĩ mô và thị trƣờng chứng khoán Việt Nam
PGS.TS.Phan Thị Bích Nguyệt và THS.Phạm Dương Phương Thảo
(01/2013)
Tên biến
Nghiên cứu trên trang web SHBS
(12/2012)
PGS.TS.Nguyễn Minh Kiều, THS.Nguyễn Văn Điệp, THS.Lê Nguyễn Hoàng Tâm
45
CHƢƠNG III: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ SỐ LIỆU NGHIÊN CỨU 1. Phƣơng pháp nghiên cứu (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Như đề cập ở trên, biến số đại diện cho thị trường chứng khoán (VNI) chịu tác động của các biến số bao gồm giá trị sản xuất công nghiệp (API), chỉ số lạm phát (CPI), lãi suất huy động bình quân (R), xuất khẩu ròng (NX), tỷ giá hối đoái (ER), thanh khoản của thị trường (TV), mua bán khối ngoại (FNB), chỉ số giá vàng (AUI), độ mở thương mại (OPEN).
Trong nghiên cứu này, do những hạn chế về thời gian cũng như số liệu, nhóm nghiên cứu chỉ phân tích tác động của bốn biến số chủ yếu bao gồm CPI, R, OPEN và TV. Bên cạnh đó, do những biến động phức tạp của các biến số, nhóm nghiên cứu lựa chọn mô hình dưới dạng lôga để giảm thiểu độ lệch của các biến số trong mô hình. Do vậy, để đáp ứng mục đích của nghiên cứu là đánh giá tác động của các nhân tố vĩ mô tới thị trường chứng khoán Việt Nam. Do vậy, mô hình được dùng để ước lượng có dạng sau: Log(VNI)t = β1 + β2Log(CPI)t + β3Log(R)t + β4Log(OPEN)t + β5Log(TV) + ut (1)
Trong đó, ký hiệu của các biến số VNI, CPI, R, OPEN và TV được định nghĩa ở trên. ut
là nhiễu của mô hình. OPEN được tính bằng tỷ số của xuất khẩu chia tổng giá trị lưu chuyển thương mại.
Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng, biến số tỷ giá có vai trò và có tác động mạnh mẽ tới thị trường chứng khoán. Tuy nhiên, trong nhiên cứu này, nhóm nghiên cứu không xem xét ảnh hưởng của tác động tỷ giá, bởi vì, TTCK Việt Nam mới phát triển, sự tham gia của các nhà đầu tư nước ngoài còn hạn chế.
Để xem xét tác động ngắn hạn giữa các biến số, nhóm nghiên cứu dựa theo đề xuất của Granger (1983, 1986) và dựa vào kiểm định của Johansen (1991) để tính toán phần hiệu chỉnh sai số.
Theo Granger (1983 và 1986) khái niệm cân bằng dài hạn ổn định chỉ là sự tương đương về mặt thống kê của đồng tích hợp. Khi có đồng tích hợp và nếu có một cú sốc bất kỳ xảy ra gây ra sự mất cân bằng thì sẽ tồn tại một quá trình điều chỉnh động ngắn hạn như cơ chế hiệu chỉnh sai số, cơ chế này sẽ đưa hệ thống trở lại trạng thái cân bằng dài hạn.
46 Thực tế cho thấy, đồng tích hợp hàm ý sự tồn tại của dạng hàm hiệu chỉnh sai số động trong việc xem xét quan hệ giữa các biến. Do vậy, mô hình ECM sử dụng trong ước lượng sẽ cho phép xác định cân bằng dài hạn từ sự vận động ngắn hạn được xác định từ dữ liệu thực tế.
Như vậy, mô hình ECM là mô hình có ưu điểm hơn cả trong việc ước lượng các hệ số. Đó là lý do mà có rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã sử dụng phương pháp này ở các nước được thực hiện theo mô hình ECM vào những năm 1990.
Từ mô hình (1), mô hình hiệu chỉnh sai số có dạng
Log(VNI)t = β 0 + β 1 CPI)t + β 2 R)t + β 3 OPEN)t + β4 TV) +
β5EC + u’t (2)
Ở đây, tiền tố trước các biến số chỉ dạng sai phân của các biến số trong mô hình. EC là
biến số biểu diễn tốc độ trở về trạng thái cân bằng trong dài hạn của mô hình.
Từ phân tích số liệu ở trên, ta có bảng tóm tắt kì vọng mối tương quan của giữa các nhân tố vĩ mô trong mô hình với thị trường chứng khoán.
Hệ số Dấu kì vọng β1 - β2 - β3 + β4 + β5 -
* Các bước thực hiện trong nghiên cứu ước lượng mô hình
- Bước 1: Kiểm tra tính dừng của các biến dựa trên kiểm định của Augmented Dickey Fuller (1981) để kiểm tra nghiệm đơn vị của các biến theo tiêu chuẩn của Akaike (Akaike information criterion – AIC)
47 - Bước 2: Kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến thông qua phương pháp kiểm định của Johansen (1990)
- Bước 3: Ước lượng mô hình ảnh hưởng ngắn hạn bằng cách thêm biến số hiệu chỉnh sai số vào mô hình. Ước lượng mô hình (2)
- Bước 4: Ước lượng mô hình ảnh hưởng dài hạn bằng cách sử dụng ước lượng bình phương nhỏ nhất (OLS). Ước lượng mô hình (1)
2. Số liệu nghiên cứu
Số liệu các biến kinh tế vĩ mô để nghiên cứu được thống kê thường xuyên hàng tháng từ tháng 1/2004 đến tháng 12/2013. Chỉ số VnIdex và khối lượng giao dịch được thu thập trên website cophieu.com; từ nguồn dữ liệu của ngân hàng nhà nước ta có được lãi suất huy động bình quân theo tháng; CPI và OPEN dựa vào số liệu của tổng cục thống kê. Lý do chọn dữ liệu hàng tháng: thứ nhất, hầu hết các biến số kinh tế vĩ mô của Việt Nam có thể thu nhập được hàng tháng. Thứ hai, các số liệu càng cụ thể thì sự mô tả mối quan hệ giữa các nhân tố ấy với thị trường chứng khoán sẽ càng rõ ràng.
Vn-Index - chỉ số chứng khoán Việt Nam, được xây dựng căn cứ vào giá trị thị trường của tất cả các cổ phiếu được niêm yết. Với hệ thống chỉ số này, nhà đầu tư có thể đánh giá và phân tích thị trường một cách tổng quát. Số liệu của chỉ số Vn-Index được lấy từ cùng nguồn.
48
Bảng 3: Bảng tóm tắt các biến trong mô hình
STT Biến Nội dung Đơn
vị Dấu kỳ vọng
1 VNI Chỉ số chứng khoán thể hiện cho thị trường
chứng khoán Điểm (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
2 CPI Chỉ số lạm phát được tính với tháng 1 năm
2004
% -
3 R Lãi suất huy động bình quân thể hiện cho nhân
tố lãi suất
% -
4 OPEN Tỷ số xuất khẩu trên tổng thương mại % +
5 TV Khối lượng giao dịch trên TTCK đại diện cho
thanh khoản của thị trường
Cổ phiếu
+
Để giảm thiểu sự sai lệch (tức giảm độ phân tán cao) của các số liệu, trước khi đua vào chạy mô hình kinh tế lượng, tất cả được xử lý bằng cách loại bỏ tất cả số liệu không
49
CHƢƠNG IV: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 1. Mô tả thống kê
LOG(VNI) LOG(CPI) LOG(R) LOG(OPEN) LOG(TV)
Trung bình 6.08 4.61 2.21 3.84 16.22 Trung vị 6.12 4.61 2.13 3.84 16.54 Giá trị lớn nhất 7.00 4.64 2.78 4.00 18.44 Giá trị nhỏ nhất 5.37 4.60 1.83 3.56 12.06 Độ lệch chuẩn 0.40 0.01 0.26 0.08 1.67 Skewness 0.37 0.98 0.60 -0.86 -0.67 Kurtosis 2.96 3.60 2.26 4.72 2.40 Jarque-Bera 2.69 20.90 9.82 29.79 10.84 Xác suất 0.26 0.00 0.01 0.00 0.00 Tổng 729.95 553.60 265.61 460.72 1946.51 Tổng bình phương độ lệch chuẩn 19.14 0.01 7.98 0.72 331.88 Số quan sát 120 120 120 120 120
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu
Bảng trên mô tả thống kê của các biến số bao gồm Log(VNI), Log(CPI), Log(R), Log(OPEN) và Log(TV) với các chỉ tiêu bao gồm Trung bình, Trung vị, Giá trị lớn nhất, Giá trị nhỏ nhất, Độ lệch chuẩn, Skewness, Kurtosis, Jarque – Bera, Xác suất, Tổng, Tổng bình phương độ lệch chuẩn và Số quan sát trong nghiên cứu.
Số quan sát của các biến trong mô hình là 120, các biến được thu thập từ tháng 1/2004 tới tháng 12/2013.
2. Kiểm định tính dừng
Bảng kiểm định tính dừng các biến
Variable Unit root tests Conclusion
Consnt c, trent t ADF Log(CPI) Level c,t -5.351023* I(1) First Difference C,t -19.43867* Log(R) Level C,t -2.129346 I(1) First Difference c,t -7.729317*
50 First Difference C,t -15.65849* Log(TV) Level C,t -4.052521* I(1) First Difference c.t -10.00286* Log(VNI) Level C,t -2.071469 I(1) First Difference c,t -7.954083* Critacal 1% -4.037668 -2.5979 5% -3.448348 -1.9455 10% -3.149326 -1.6114
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu
Ghi chú: * mức ý nghĩa 1%
Kết quả kiểm định ADF cho ta thấy các chuỗi dữ liệu Log(VNI), log(TV), log(OPEN), log(R), log(CPI) đều dừng ở dạng sai phân bậc 1.
Khi mô hình có các biến không dừng, để đảm biết mô hình có ảnh hưởng bởi các biến giả mạo hay không, ta đi xét tính đồng liên kết giữa các biến. Nếu có sự tồn tại đồng liên kết thì ta không cần lo ngại bởi ảnh hưởng của biến giả mạo.
3. Kiểm định quan hệ đồng tích hợp
Sample (adjusted): 2004M06 2013M12 Included observations: 115 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Series: LOG(VNI) LOG(CPI) LOG(R) LOG(OPEN) LOG(TV) Lags interval (in first differences): 1 to 4
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesize
d
Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical
Value
Prob.**
None * 0.270482 92.57941 69.81889 0.0003
51
At most 2 0.124809 25.08537 29.79707 0.1584
At most 3 0.061623 9.754398 15.49471 0.3001
At most 4 0.020994 2.440019 3.841466 0.1183
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesize
d
Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical
Value Prob.** None * 0.270482 36.26775 33.87687 0.0254 At most 1 * 0.237790 31.22629 27.58434 0.0162 At most 2 0.124809 15.33097 21.13162 0.2664 At most 3 0.061623 7.314380 14.26460 0.4526 At most 4 0.020994 2.440019 3.841466 0.1183
Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level