biến kinh tế vĩ mô khác bằng VECM.
Trong trường hợp có mặt các biến kinh tế vĩ mô khác là các biến ngoại sinh, nghiên cứu tiến hành xác định lại độ trễ tối ưu cho mô hình và độ trễ được xác định lại là 5 theo tiêu chí AIC, HQ, FHP
Bảng 5.7 : Độ trễ tối ƣu của mô hình khi có mặt các biến kinh tế vĩ mô khác
Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
0 45,1144 NA 0,00077 -1,4845 -1,1786 -1,3680 1 95,7404 89,1017 0,00012 -3,3496 -2,8907* -3.1748 2 102,1939 10,8417 0,00011 -3,4477 -2,8359 -3,2147 3 103,0619 1,38885 0,00012 -3,3224 -2,5576 -3,0312 4 113,2078 15,4218 9,85e-05 -3,5683 -2,6505 -3,2188 5 120,1527 10,0007* 8,86e-05* -3,6861* -2,6153 -3,2783*
Ghi chú: * biểu thị bậc dừng của chuỗi dữ liệu
Nguồn: tính toán của tác giả trên phần mềm Eview 6.0
Trong trường hợp này, hệ số điều chỉnh sai số của mô hình VECM với biến LogPI là -0,0979< 0, nghĩa là chỉ số VN-INDEX đang thấp hơn giá trị cân bằng. Khi có một cú sốc xảy ra làm chỉ số chứng khoán lệch khỏi vị trí cân bằng dài hạn thì trong kỳ tiếp theo chỉ số VN-INDEX sẽ điều chỉnh tăng gần 9,8% , mức điều chỉnh tăng này cao hơn một chút so với mức 6,64% ở trường hợp không có các biến ngoại sinh.
Đối với biến LnGDP, hệ số điều chỉnh sai số là 0,2506, nghĩa là chỉ số tăng trưởng kinh tế đang cao hơn vị trí cân bằng dài hạn. Do đó, 25,06% sự mất cân bằng của tăng trưởng kinh tế trong dài hạn ở kỳ trước sẽ được điều chỉnh giảm ở kỳ tiếp theo. Như vậy biến tăng trưởng kinh tế chịu tác động khá nhiều bởi các biến kinh tế vĩ mô khác. Bảng 5.8 còn cho thấy, tăng trưởng kinh tế ở hiện tại được giải thích bởi biến chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền M2 ở mức ý nghĩa 5%. Vẫn không đủ bằng chứng để kết luận TTCK trong quá khứ giải thích cho tăng trưởng kinh tế ở hiện tại.
TTCK ở hiện tại được giải thích bởi các biến tăng trưởng kinh tế trong quá khứ ở mức ý nghĩa 10%. Ngoài ra, những thay đổi của TTCK ở hiện tại cũng được giải thích bởi các biến chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền ở mức ý nghĩa 5% và biến lãi suất ở mức ý ngĩa 10%. TTCK trong quá khứ, tỷ giá hối đoái không giải thích cho TTCK ở hiện tại.
Kết quả này giống với các nghiên cứu trước đó của Pramod Kumar Naik (2013), Altay (2003) rằng các biến kinh tế vĩ mô khác như chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất đều có tác động đến TTCK. Các nghiên cứu của Buyuksalvarci (2010) về TTCK Thổ Nhĩ Kỳ, Maysami và Koh (2000) về TTCK Singapore đều chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái có mối quan hệ với TTCK, tuy nhiên nghiên cứu này không thấy được tác động của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá chứng khoán tại Việt Nam.
Kết quả của nghiên cứu này cũng khá giống với kết quả thu được từ nghiên cứu của Nguyễn Văn Điệp (2013) về quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến động của thị trường chứng khoán với bằng chứng nghiên cứu từ thị trường Việt Nam. Tác giả Nguyễn Văn Điệp sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) và nghiên cứu của tác giả chỉ ra rằng trong dài hạn, lạm phát có quan hệ nghịch biến với chỉ số giá chứng khoán, cung tiền M2 có quan hệ cùng chiều với chỉ số giá chứng khoán tuy nhiên nghiên cứu cũng không tìm thấy ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn. Trong nghiên cứu của Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013) sử dụng mô hình ước lượng hồi quy bội để đo lường mối tương qua giữa các biến kinh tế vĩ mô và TTCK cũng có cho thấy mối quan hệ cùng chiều của cung tiền và mối quan hệ nghịch của lãi suất đối với thị trường chứng chứng khoán. Tuy nhiên điểm khác biệt là nghiên cứu của hai tác giả này lại cho thấy một mối quan hệ cùng chiều của lạm phát và thị trường chứng khoán, điều này đi ngược với các lý thuyết kinh tế khác. Ngoài ra, nghiên cứu của hai tác giả này lại chỉ ra yếu tố tỷ giá có tương quan âm với TTCK, nghĩa là hai yếu tố này có quan hệ ngược chiều và nghiên cứu cho rằng lý do của mối quan hệ này là do Việt Nam là một quốc gia nhập siêu. Nguyên nhân của sự khác biệt về kết quả nghiên cứu có thể do mô hình lựa chọn không tương đồng dẫn đến kết quả khác biệt. Nguyễn Thị Phương Nhung (2013) cũng phân tích mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và sự phát triển của TTCK nhưng nghiên cứu chỉ đưa ra những mô hình lý thuyết nhằm làm rõ mối quan hệ giữa hai yếu tố này nhưng chưa đưa
ra những bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và TTCK tại Việt Nam.
Trong thời kỳ lạm phát cao, kỳ vọng về nền kinh tế xấu đi và lạm phát còn làm giảm lượng tiền thực lưu thông trong nền kinh tế khiến cầu về hàng hóa giảm đi, góp phần giảm cầu chứng khoán và chỉ số giá giảm. Ngoài ra, lạm phát cao khiến cho lợi nhuận doanh nghiệp giảm, chi phí của việc phát hành chứng khoán và chi phí đầu tư tăng khi có lạm phát, nhưng giá các sản phẩm của doanh nghiệp lại thay đổi chậm hơn. Do đó làm giảm dòng tiền trong tương lai của doanh nghiệp và làm giảm chỉ số giá do cầu giảm. Điều này có thể được kiểm chứng trong giai đoạn từ năm 2008-2011, khi chỉ số giá tiêu dùng tăng liện tục, TTCK Việt Nam giảm mạnh khiến cho nhiều nhà đầu luôn ở trong tâm lý lo ngại thị trường sẽ xuống thấp hơn. Đến năm 2012, lạm phát được kiềm chế đáng kể, tuy nhiên TTCK vẫn chưa hoàn toàn hồi phục, chỉ số VN-INDEX vẫn còn ở quanh mốc 500 điểm. điều này cho thấy, không chỉ lạm phát mà còn nhiều yếu tố khác ảnh hưởng đén TTCK.
Khi NNHN giảm lãi suất, nghĩa là đang thưc hiện chính sách tiền tệ nới lỏng, đồng nghĩa với việc dòng tiền đang được đưa vào nền kinh tế nhiều hơn. Các doanh nghiệp bắt đầu tiếp cận được các nguồn vốn dễ dàng, với chi phí đi vay thấp hơn dẫn đến việc đầu tư chi tiêu nhiều hơn, và doanh thu cũng như lợi nhuận được kỳ vọng sẽ tăng trong thời gian tới. Còn các nhà đầu tư sẽ được tiếp cận với nguồn vốn rẻ và niềm tin về một thị trường sẽ phát triển khiến nhà đầu tư tiếp tục việc giao dịch của mình, và dòng vốn đi vào thị trường chứng khoán sẽ tăng nhanh chóng, dẫn đến kết quả là chứng khoán sẽ tăng giá.
Cung tiền M2 có thể giải thích cho TTCK ở hiện tại là do khi nguồn cung tiền trên thị trường gia tăng, doanh nghiệp có nhiều cơ hội tiếp cận nguồn vốn, mở rộng kinh doanh nên khả năng tăng thu nhập cũng tăng lên. Ngoài ra, nhà đầu tư cũng có thêm nguồn vốn để kinh doanh đầu tư nên cầu chứng khoán sẽ tăng. Hơn nữa, khi M2 tăng, lãi suất trên thị trường tiền tệ sẽ giảm và theo nguyên tắc bình thông nhau giữa thị trường tiền
tệ và thị trường vốn, lượng tiền nhàn rỗi sẽ dịch chuyển từ thị trường tiền tệ sang thị trường chứng khoán để hưởng mức sinh lời cao hơn.
Nhìn lại qua trình phát triển của TTCK Việt Nam có thể thấy cung tiền M2 và lãi suất có mối quan hệ với TTCK. Với sự gia tăng cung tiền M2 trong năm 2007, TTCK có một sự phát triển mạnh mẽ, với rất nhiều lần VN-INDEX tăng điểm và thiết lập mức kỷ lục. Tuy nhiên sau đó, với chính sách thắt chặt tiền tệ do sức dép của lạm phát vào năm 2008, TTCK lao dốc. Đến năm 2009, với chính sách tiền tệ nới lỏng nhằm kích thích nền kinh tế, lãi suất được điều chỉnh giảm, với các gói kích cầu như gói cho vay với lãi suất ưu đãi 4%, TTCK đảo chiều tăng lên, VN-INDEX đạt trên 600 điểm vào tháng 11. Tuy nhiên, TTCK lại rơi vào tình trạng khó khăn khi VN-INDEX lại lao dốc do lo ngại về lạm phát có thể tăng cao. Một lần nữa thấy được, mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và TTCK.
Việc không tìm thấy mối liên hệ của tỷ giá với TTCK tại Việt Nam là điều đáng lưu ý vì có nhiều nghiên cứu ở các quốc gia khác cho thấy mối quan hệ giữa hai biến này. Sự thay đổi trong tỷ giá ảnh hưởng đến sức cạnh tranh của doanh nghiệp thông qua giá cả các yếu tố đầu vào và đầu ra (Joseph, 2002). Khi đồng nội tệ tăng giá, người xuất khẩu bị giảm sức cạnh tranh trên thị trường quốc tế, dẫn đến doanh thu và lợi nhuận đều giảm. Ngược lại, người nhập khẩu thì được hưởng lợi, do giá các mặt hàng nhập khẩu giảm giá so với hàng nội địa, vì thế doanh nghiệp trong nước sẽ bán được nhiều hơn, dẫn đến doanh thu cao hơn. Chính sự thay đổi trong doanh thu, lợi nhuận của doanh nghiệp sẽ tác động làm thay đổi giá cổ phiếu. Còn trong trường hợp đồng nội tệ giảm giá sẽ tạo ra tác động ngược lại đối với người xuất khẩu và nhập khẩu. Tác động của tỷ giá hối đoái đến các doanh nghiệp không giống nhau vì còn phụ thuộc vào thu nhập của doanh nghiệp đến từ việc xuất khẩu hay từ thị trường nội địa, các yếu tố đầu vào phải nhập khẩu hay có nguồn cung cấp trong nước, và đặc biệt là chiến lược doanh nghiệp ứng phó ra sao trước các thay đổi của tỷ giá (Ma và Kao, 1990). Nguyên nhân khiến tác động của tỷ giá hối đoái lên TTCK không rõ ràng có thể là do các công ty
niêm yết trên TTCK Việt Nam phụ thuộc nhiều vào thị trường nội địa hơn là thị trường nước ngoài nên yếu tố tỷ giá chưa phải là yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến giá cổ phiếu của công ty.
Như vậy, kết quả nghiên cứu đã cho thấy TTCK không chỉ bị tác động bởi tăng trưởng kinh tế mà còn phụ thuộc vào các yếu tố kinh tế vĩ mô khác. Do đó chính phủ cần lưu ý tác động này để TTCK Việt Nam phát triển bền vững hơn.
Bảng 5.8. Kết quả mô hình VECM, khi có các biến ngoại sinh
Error Correction: D(LOGPI) D(LNGDP)
CointEq1 -0,0979** 0,2506*** (0,0374) (0,0571) D(LOGPI(-1)) 0,2224 0,4337 (0,14668) (0,2240) D(LOGPI(-2)) -0,1767 0,0074 (0,1567) (0,2395) D(LOGPI(-3)) 0,36134 0,94212 (0,1533) (0,2341) D(LOGPI(-4)) -0,1418 0,04856 (0,16483) (0,2517) D(LOGPI(-5)) -0,0447 0,1435 (0,1402) (0,2142) D(LNGDP(-1)) -0,33204 0,1506 (0,1101) (0,1681) D(LNGDP(-2)) -0.1409 0,1517 (0,1050) (0,1604) D(LNGDP(-3)) -0,1957*** 0,0997 (0,0943) (0,1441)
D(LNGDP(-4)) -0,13841*** 0,4294 (0,0856) (0,1308) D(LNGDP(-5)) -0,1222*** 0,2200 (0,0898) (0,1372) C -1,4452 3,1033 (1,8754) (2,8647) LNCPI -0,1173** -0,0587*** (0,0359) (0,0549) LNLS 0,1113*** 0,2144 (0,0895) (0,1368) LNFOREX 0,0447 -0,0880 (0,2239) (0,3421) LNMS 0,0701*** -0,1894*** (0,0396) (0,0605)
Ghi chú: ** , *** biểu thị mức ý nghĩa thống kê 5% và 10%, giá trị trong ngoặc đơn là sai số chuẩn (standar error)
Nguồn: tính toán của tác giả trên phần mềm Eview 6.0
Nghiên cứu cũng xem xét tính phù hợp của mô hình bằng kiểm định tự tương quan với phần dư từ mô hình VECM vừa ước lượng. Kết quả kiểm định tự tương quan cho phần dư được trình bày ở bảng 5.9. Giả thuyết cho rằng không có hiện tượng tự tương quan của phần dư không thể bác bỏ nên mô hình VECM được lựa chọn là phù hợp.
Bảng 5.9: Kết quả kiểm định tự tƣơng quan của phần dƣ khi có các biến ngoại sinh
Lags Giá trị thống kê LM 1 4,4743
3 4,1272 4 4,1161 5 3,2848
Như vậy ở hai trường hợp TTCK đều được giải thích bời tăng trưởng kinh tế trong quá khứ nhưng không có bằng chứng cho thấy tăng trưởng kinh tế ở hiện tại được giải thích bởi TTCK trong quá khứ. Ngoài ra, khi có mặt các biến ngoại sinh TTCK điều chỉnh về mức cân bằng nhiều hơn khi có một cú sốc của TTCK xảy ra và biến tăng trưởng kinh tế có chịu tác động của các biến kinh tế vĩ mô khác.
5.5. Hàm phản ứng IRF
Nghiên cứu phân tích hàm phản ứng IRF nhằm xác định mức độ nhạy cảm của thị trường chứng khoán với cú sốc từ tăng trưởng kinh tế và ngược lại. Nghiên cứu chọn khoảng thời gian 10 quý và sử dụng phương pháp Cholesky. Hàm phản ứng IRF được thực hiện trong mô hình có sự tham gia của các biến ngoại sinh là các biến kinh tế vĩ mô khác.
Hình 5.1 cho biết trước cú sốc 1% của GDP, TTCK không phản ứng ở hai quý đầu nhưng tăng mạnh từ quý thứ 3 ở mức 0,026%, sau đó tăng mạnh liên tục đến quý thứ 7 đạt mức 0,079% . TTCK tiếp tục phản ứng tăng nhưng mức tăng ít hơn.
Trước cú sốc tăng của TTCK trong quá khứ sẽ làm TTCK trong tương lai phản ứng tích cực, thị trường chứng khoán phản ứng tăng từ quý thứ 2 với mức tăng là 0,075%.Sau đó, TTCK phản ứng giảm rồi tăng liên tục, giảm ở quý thứ 3 xuống còn mức 0,054%, tăng lên đến 0,067% ở quý tiếp theo và giảm dần ở quý 5 và 6, sau đó tăng dần từ quý 7.
Khi có một cú sốc 1% từ TTCK, Tăng trưởng kinh tế phản ứng bằng cách tăng từ quý thứ 2 với mức tăng là 0,05%, sau đó tăng trưởng kinh tế giảm và tăng liên tục qua các quý, đạt đỉnh ở quý thứ 4 với mức tăng là 0,084%. Đáng chú ý là ở quý thứ 6, thay vì
tăng lên do quý thứ 5 giảm thì quý thứ 6 tiếp tục giảm su đó tăng liên tục ở hai quý thứ 7 và 8 rồi trờ về quy luật tăng rồi giảm ở quý thứ 10.
Khi có một cú sốc tăng của tăng trưởng kinh tế trong quá khứ, tăng trưởng trong tương lai phản ứng lại bằng cách điều chỉnh giảm, điều này phù hợp do hệ số điều chỉnh âm để kéo nền kinh tế về vị trí cân bằng. Cụ thể tăng trưởng kinh tế sẽ giảm từ mức 0,11% ở quý 1 xuống mức 0,64% ở quý 2, tiếp tục giảm ở quý 3 và tăng dần lên ở quý 4 sau đó phản ứng giảm và tăng ở các quý tiếp theo.
Kết quả của hàn phản ứng IRF hỗ trợ mạnh mẽ mối quan hệ cùng chiều của tăng trưởng kinh tế và chỉ số chứng khoán. Kết quả này cũng giống với nghiên cứu trước đó của Ugochukwu E. Anigbogu và Eleanya K. Nduka (2014) về mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và thị trường chứng khoán ở một thị trường đang phát triển là Nigeria. Nghiên cứu của Bhoj Adhikari (2013) cũng cho thấy phản ứng tăng của TTCK đối với cú sốc từ tăng trưởng kinh tế và ngược lại tại Hà Lan nhưng TTCK và tăng trưởng kinh tế phản ứng tăng mạnh và ở quý đầu và sau đó giữ ổn định về sau, còn tại TTCK Việt Nam, TTCK và tăng trưởng kinh tế phản ứng phản ứng tăng ở kỳ thứ hai nhưng không ổn định, luôn biến động lên xuống sau mỗi kỳ. Điều này cho thấy, ở các nền kinh tế đang phát triển, TTCK chưa ổn định và có nhiều biến động. Nguyên nhân của sự không ổn định này là do thị trường chưa phát triển, còn chịu nhiều thử nghiệm của các quy định về vận hành TTCK, các chính sách điều hành kinh tế vĩ mô, những hạn chế về năng lực quản lý và nhà đầu tư dẫn đến những phản ứng đối với những thay đổi của nền kinh tế có phần thái quá.
Hình 5.1: Kết quả hàm phản ứng IRF khi có các biến ngoại sinh Phản ứng của chỉ số giá chứng khoán đối với cú sốc của
GDP
Phản ứng của GDP đối với cú sốc của chỉ số giá chứng khoán
CHƢƠNG 6
KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH
6.1. Kết luận
Luận văn nghiên cứu mối quan hệ tương tác trong ngắn hạn và quan hệ đồng liên kết giữa tăng trưởng kinh tế và thị trường chứng khoán tại Việt Nam trong giai đoạn 2001- 2013. Đồng thời luận văn cũng xem xét mối quan hệ giữa hai chỉ số này có bị ảnh hưởng bởi các biến kinh tế vĩ mô khác như chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất cho vay, tỷ giá