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
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* (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
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
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
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu
Kết quả là có 2 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.
Sau khi đã tiến hành các kiểm định liên quan thì ta nhận thấy đây là các chuỗi dừng ở sai phân bậc 1 và có mối quan hệ đồng liên kết, do đó ta sẽ sử dụng mô hình VECM để ước lượng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
52
4. Ƣớc lƣợng trong ngắn hạn
Bảng bên dưới biểu diễn sự tác động của các biến vĩ mô bài nghiên cứu xem xét trong mô hình tới thị trường chứng khoán trong ngắn hạn:
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu
Bài nghiên cứu cho biết phương trình thể hiện mối quan hệ giữa các biến vĩ mô và chỉ số Vn-Index trong ngắn hạn:
)) ( )) )) )) ) )
Khi sử dụng mô hình VECM để ước lượng ảnh hưởng ngắn hạn của các nhân tố vĩ mô tới TTCK Việt Nam cho thấy:
Dependent Variable: D(LOG(VNI)) Method: Least Squares
Sample (adjusted): 2004M03 2013M12 Included observations: 118 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(LOG(VNI(-1))) 0.333623 0.088700 3.761262 0.0003 D(LOG(CPI)) -2.116843 1.263327 -1.675609 0.0966 D(LOG(R)) -0.144197 0.124677 -1.156571 0.2499 D(LOG(OPEN)) 0.043583 0.138731 0.314157 0.7540 D(LOG(TV)) 0.028387 0.011989 2.367822 0.0196 EC2 -0.001373 0.000705 -1.947251 0.0540 C 0.044503 0.026771 1.662364 0.0993
R-squared 0.188870 Mean dependent var 0.005600
Adjusted R-squared 0.145025 S.D. dependent var 0.103476
S.E. of regression 0.095679 Akaike info criterion -1.798138
Sum squared resid 1.016154 Schwarz criterion -1.633776
Log likelihood 113.0902 Hannan-Quinn criter. -1.731402
F-statistic 4.307679 Durbin-Watson stat 2.043177
53 Hệ số của EC là (-) 0.0014 là khá nhỏ, âm và có ý nghĩa thống kê, điều này đúng với lý thuyết của mô hình và cho thấy tốc độ trở về trạng thái cân bằng trong dài hạn của TTCK là khá thấp.
Hệ số của lãi suất huy động bình quân không có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy lãi suất huy động bình quân không có ảnh hưởng tới TTCK trong ngắn hạn. Nguyên nhân được giải thích ở đây có thể là do ảnh hưởng của độ trễ chính sách và do duy trì lãi suất huy động bình quân trong một thời gian dài của Ngân hàng Nhà nước.
Hệ số ảnh hưởng của lạm phát khá cao (-2.1168), điều này giải thích cho TTCK ở Việt Nam phụ thuộc quá lớn vào tình hình kinh tế. Cụ thể, khi lạm phát tăng cao, tình hình kinh tế vĩ mô bất ổn sẽ dẫn đến những ảnh hưởng tiêu cực mạnh mẽ tới TTCK.
Cụ thể, với các điều kiện khác không đổi, khi VNI ở độ trễ 1, CPI, R, OPEN và TV tăng 1 điểm % sẽ làm cho VNI tăng giảm tương ứng 0.3336 điểm %, (-) 2.1168 điểm %, (-) 0.1442 điểm %, 0.0436 điểm % và 0.0284 điểm %.
5. Ƣớc lƣợng mô hình dài hạn
Phương pháp OLS sẽ giúp phần nào cho biết được mới tương quan giữa các biến vĩ mô với thị trường chứng khoán như thế nào:
Dependent Variable: LOG(VNI) Method: Least Squares
Sample (adjusted): 2004M02 2013M12 Included observations: 119
after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
54
LOG(R) -0.073488 0.038956 -1.886453 0.0618
LOG(OPEN) 0.452463 0.132233 3.421709 0.0009 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
LOG(TV) 0.052024 0.012512 4.158023 0.0001
C -0.356568 0.441441 -0.807737 0.4209
R-squared 0.187410 Mean dependent var 0.007197
Adjusted R-squared 0.158898 S.D. dependent var 0.104499
S.E. of regression 0.095838 Akaike info criterion -1.811213
Sum squared resid 1.047074 Schwarz criterion -1.694443
Log likelihood 112.7672 Hannan-Quinn criter. -1.763797
F-statistic 6.573028 Durbin-Watson stat 1.534328
Prob(F-statistic) 0.000085
Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu
Kết quả chứng minh rằng:
) ) ) ) )
Mô hình có p-value < 5% vì vậy mô hình ước lượng trên phù hợp với lý thuyết kinh tế. Tuy nhiên mô hình có hệ số điều chỉnh R-squared = 0.187410 (18.74%), có nghĩa là các biến trên giải thích được 18.74% sự biến động của sự thay đổi của chỉ số Vn-Index. Điều này là phù hợp vì 4 nhân tố trên chỉ là lượng biến nhỏ trong các nhân tố ảnh hưởng tới thị trường chứng khoán.
Trong dài hạn, nhân tố CPI, R có mối quan hệ tỷ lệ nghịch với thị trường chứng khoán, còn các nhân tố OPEN (đại diện cho tăng trưởng của nền kinh tế) và TV có mối tương quan thuận với thị trường chứng khoán. Điều này trùng với kỳ vọng dấu ban đầu.
55 Hệ số của co giãn của VnI với CPI là -0.4068, tức khi lạm phát tăng 1% thì chỉ số Vn- Index sẽ giảm 40.68%. Hệ số này có ý nghĩa thống kê vì có p-value < 5%.
Khi lãi suất huy động bình quân tăng 10% thì chỉ số Vn-Index giảm 7.5%, với p-value = 0.0618 thì biến vĩ mô này có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 90%.
Khi nền kinh tế tăng trưởng thì thị trường chứng khoán đi lên, cụ thể khi OPEN tăng 1% thì chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam tăng trên 45%. Yếu tố này là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất trong mô hình và nó có ý nghĩa kinh tế với mức ý nghĩa 5%.
Nhân tố cuối cùng trong mô hình ước lượng cũng có mức ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% và tác động của biến thanh khoản của thị trường đồng biến với thị trường chứng khoán. Khi thanh khoản của thị trường tăng 1% thì thị trường chứng khoán tăng 5.2%.
6. So sánh kết quả
Cũng giống như các bài nghiên cứu đi trước, kết quả nghiên cứu chứng minh cho sự ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô tới thị trường chứng khoán. Khẳng định lại mối quan hệ ngược chiều của lạm phát và thị trường chứng khoán Việt Nam trong bài nghiên cứu của PGS.TS.Nguyễn Minh Kiều, THS.Nguyễn Văn Điệp, THS.Lê Nguyễn Hoàng Tâm, trong khi 3 bài nghiên còn lại cho rằng lạm phát không có ý nghĩa thống kê với chỉ số Vn-Index.
Về mối quan hệ giữa tăng trưởng của nên kinh tế và thị trường chứng khoán, sau khi phân tích số liệu và kiểm định mô hình, nhóm nghiên cứu đồng tình với ý kiến của PGS.TS.Phan Thị Bích Nguyệt và THS.Phạm Dương Phương và quan điểm được trong nghiên cứu trên trang web SHBS (12/2012).
Điểm khác trong bài nghiên cứu này là bài nghiên cứu đã đi sâu tìm hiểu và chỉ ra ảnh hưởng của thanh khoản lên thị trường chứng khoán mà các nghiên cứu trước đây chưa chú trọng. Vì vậy nhà đầu tư, các chuyên gia phân tích chứng khoán càng cần và hiểu rõ tình hình thanh khoản thị trường, qua đó góp phần dự đoán được xu thế phát triển của thị trường chứng khoán. Bên cạnh đó, nhóm nghiên cứu sử dụng biến số độ mở thương mại đại diện cho tăng trưởng của nền kinh tế, biến số này còn có hàm ý khác là ở Việt Nam, khi tăng trưởng tốt thì các doanh nghiệp hoạt động sản xuất kinh doanh tốt. Do vậy, biến
56 số này còn đại diện phần nào cho đầu ra của doanh nghiệp và nó phản ánh giá trị cổ phiếu của doanh nghiệp trên TTCK.
PHẦN III: KẾT LUẬN, KIẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU MỞ RỘNG