Chương 4 : Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.2. Kết quả kiểm định sự tác động của các yếu tố vĩ mô đến chỉ số chứng khoán
4.2.2. Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian
Mục đích của phần này là kiểm tra tính dừng của các chuỗi thời gian nhằm tránh những rắc rối khi sử dụng dữ liệu trong các phân tích sau này do vấn đề hồi quy giả gây ra. Để kiểm tra tính dừng của số liệu, tác giả tập trung thực hiện các kiểm
43
định chính thức theo phương pháp ADF, với độ trễ của các biến được lựa chọn dựa trên tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC), các giả thuyết đặt ra cho mỗi biến là:
H0: = 0 (có nghiệm đơn vị - chuỗi thời gian không dừng). H1: < 0 (khơng có nghiệm đơn vị - chuỗi thời gian dừng).
Kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị bằng cách sử dụng phương pháp ADF được trình bày trong bảng 4.3 dưới đây.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm nghiệm đơn vị theo phương pháp có chặn
Biến số
Kiểm định ADF
Chuỗi gốc (level) Sai phân bậc 1 (1st Difference)
T statistics (τ) Test cricical value p- value T statistics (τ) Test cricical value p- value CPI -5,658477 -3,476472* 0,000 EX -1,191586 -2,577591*** 0,6772 -12,30367 -3,476805* 0,000 GP -1,485886 -2,577747*** 0,5380 -9,648000 -3,477144* 0,000 IIP -1,755959 -2,577591*** 0,4011 -11,78514 -3,476805* 0,000 IR -2,430803 -2,577747*** 0,1352 -5,093976 -3,477144* 0,000 M2 -1,404835 -2,577827*** 0,5784 -7,810302 -3,477487* 0,000 VN30 -3,143358 -2,881685** 0,0256
Chú thích: * mức ý nghĩa 1%, ** mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa 10%
Nguồn: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Đối với chuỗi gốc: Biến CPI, biến VN30 đều có giá trị tuyệt đối của kiểm định τ (T statistic) > giá trị tuyệt đối của kiểm định Test Cricical, và Pvalue của biến CPI và VN30 đều có giá trị < 10% → Khơng có nghiệm đơn vị → Chuỗi dừng. Trong khi đó, giá trị trị tuyệt đối của τ (T statistic) của các biến EX, GP, IIP, IR, M2 đều nhỏ hơn giá trị Test Cricical → Chuỗi EX, GP, IIP, IR, M2 là chuỗi khơng dừng vì có nghiệm đơn vị ở chuỗi gốc (Pvalue>10%) và giá trị tuyệt đối của Test cricical value ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Do đó tác giả tiến hành lấy sai phân để kiểm định tính dừng.
44
dừng, tác giả nhận thấy các biến EX, GP, IIP, IR, M2 dừng ở chuỗi sai phân (1st Difference) vì Giá trị tuyệt đối của τ (T statistic) của tất các biến biến EX, GP, IIP, IR, M2 đều lớn hơn giá trị Test Cricical ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% → các chuỗi EX, GP, IIP, IR, M2 là chuỗi dừng
Nhận xét: Dữ liệu chuỗi thời gian của các biến cũng đáp ứng được yêu cầu chuỗi thời gian dừng cho kiểm tra đồng tích hợp, bậc tích hợp của các biến trên là 1 hay I(1) kỹ thuật kiểm định đồng tích hợp của Johansen được áp dụng để xác định đồng tích hợp và thiết lập mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu
4.2.3 Phân tích đồng tích hợp và kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến
Từ kết quả kiểm tra tính dừng và bậc tích hợp nêu trên cho thấy cả 6 biến trong nghiên cứu đều có cùng bậc tích hợp là 1 hay I(1). Như vậy, bước tiếp theo là phân tích đồng tích hợp và kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Trước khi thực hiện phân tích đồng tích hợp, tác giả cần xác định độ trễ thích hợp cho tất cả các biến. Để xác định độ trễ cho các biến, tác giả áp dụng tiêu chuẩn AIC (Akaike Information Criteria).
Bảng 4.4: Xác định độ trễ cho các biến theo các tiêu chuẩn
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -608,2029 NA 2,00e-05 9,047102 9,197018 9,108024 1 439,9441 1972,983 8,34e-12 -5,646236 -4,446908* -5,158860* 2 513,4496 130,7966 5,84e-12 -6,006612 -3,757871 -5,092780 3 584,2717 118,7313 4,30e-12 -6,327526 -3,029372 -4,987240 4 636,8759 82,77418 4,19e-12 -6,380528 -2,032962 -4,613788 5 715,4799 115,5941 2,83e-12 -6,815881 -1,418903 -4,622686 6 777,0310 84,18014 2,52e-12 -7,000455 -0,554065 -4,380806 7 833,2148 71,05603 2,49e-12* -7,106100 0,389703 -4,059996 8 891,1118 67,26266* 2,49e-12 -7,236938* 1,308278 -3,764379
45
* indicates lag order selected by the criterion[1]
Nguồn: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Từ kết quả kiểm định VAR ở bảng 4.4 cho thấy độ trễ thích hợp theo tiêu chuẩn SC, HQ là 1, trong khi tiêu chuẩn FPE; tiêu chuẩn LR và tiêu chuẩn AIC lần lượt là 7 và 8. Vì vậy, ta chọn độ trễ thích hợp là 1 do độ trễ này phù hợp với nhiều tiêu chuẩn nhất.
Tác giả sử dụng kiểm định Johansen để tìm ra số vector đồng tích hợp và có kết quả như sau:
Bảng 4.5: Kiểm định Johansen với phương pháp Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized
No, of CE(s) Eigenvalue
Trace Statistic
0,05
Critical Value Prob,** None * 0,324944 181,7138 125,6154 0,0000 At most 1 0,228119 126,3066 95,75366 0,0001 At most 2 0,208947 89,79825 69,81889 0,0006 At most 3 0,168004 56,74923 47,85613 0,0059 At most 4 0,095277 30,81537 29,79707 0,0380 At most 5 0,076469 16,69752 15,49471 0,0328 At most 6 0,038126 5,480860 3,841466 0,0192 Trace test indicates 7 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: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Kết quả bảng trên cho thấy kiểm định Johansen and Juselius (1990), kiểm định vết của ma trận (trace) vì có tồn tại ít nhất 1 vector đồng tích hợp ở mức ý
[1] AIC: Akaike information criterion; SC: Schwarz information criterion; LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level); FPE: Final prediction error; HQ: Hannan -Quinn information
46
nghĩa 5%. Điều này chứng minh rằng có mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu.
Bảng 4.6: Kiểm định Johansen với phương pháp Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized No,
of CE(s) Eigenvalue
Max-Eigen Statistic
0,05
Critical Value Prob,** None * 0,324944 55,40724 46,23142 0,0041 At most 1 0,228119 36,50832 40,07757 0,1196 At most 2 0,208947 33,04902 33,87687 0,0625 At most 3 0,168004 25,93386 27,58434 0,0801 At most 4 0,095277 14,11785 21,13162 0,3554 At most 5 0,076469 11,21666 14,26460 0,1437 At most 6 * 0,038126 5,480860 3,841466 0,0192 Max-eigenvalue test indicates 1 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: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Kết quả bảng trên cho thấy kiểm định Johansen and Juselius (1990), kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận đều bác bỏ giả thiết không tồn tại vector đồng tích hợp và khẳng định tồn tại ít nhất 1 vector đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng minh rằng có mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu.
Nhận xét: Kết quả bảng trên cho thấy cả hai kiểm định Johansen and Juselius (1990), kiểm định vết của ma trận (trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận đều bác bỏ giả thiết không tồn tại vector đồng tích hợp và khẳng định tồn tại ít nhất 1 vector đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng minh rằng có mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu.
47
của mỗi biến có phù hợp với cơ sở lý thuyết trong chương 2 và ý nghĩa thống kê t (t- statistic), tác giả tiến hành chọn vector đồng tích hợp phù hợp nhất. Từ vector đồng tích hợp được chọn, tác giả biến đổi sang dạng phương trình đồng tích hợp hay mơ hình mơ tả sự tác động của các biến vĩ mơ lên chỉ số chứng khốn Việt Nam (VN30) trong dài hạn.
Nhận thấy các chuỗi giá trị trong mơ hình nghiên cứu đều là chuỗi dừng ở sai phân bậc 1 và có mối quan hệ đồng liên kết nên ta sẽ sử dụng mơ hình VECM để ước lượng mối quan hệ giữa chỉ số chứng khoán VN30 và các biến số kinh tế vĩ mô.
4.2.4. Kiểm định mối quan hệ nhân quả (Granger)
Bảng 4.7. Kiểm định hệ nhân quả của các yếu tố tác động đến VN30 Vấn đề Null Hypothesis: Trị thống kê F Prob Vấn đề Null Hypothesis: Trị thống kê F Prob
1 CPI does not Granger Cause VN30 2,45584 0,0896 VN30 does not Granger Cause CPI 0,77434 0,4630
2 IIP does not Granger Cause VN30 3,08463 0,0489 VN30 does not Granger Cause IIP 0,71618 0,4904
3 IR does not Granger Cause VN30 4,72228 0,0104 VN30 does not Granger Cause IR 0,26047 0,7711
4 EX does not Granger Cause VN30 0,02050 0,9797 VN30 does not Granger Cause EX 3,39735 0,0363
5 M2 does not Granger Cause VN30 10,5730 5,E-05 VN30 does not Granger Cause M2 0,02188 0,9784
6 GP does not Granger Cause VN30 0,09271 0,9115 VN30 does not Granger Cause GP 3,16450 0,0453
Nguồn: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Kết quả kiểm định hệ nhân quả của các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số chứng khoản VN30 cho thấy:
Lạm phát (CPI) là không phải là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30
48
Giá trị sản xuất công nghiệp (IIP) không phải là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30
Chỉ số chứng khoán VN30 là nguyên nhân làm thay đổi giá trị sản xuất công nghiệp (IIP)
Lãi suất ngân hàng (IR) không phải là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30
Chỉ số chứng khoán VN30 là nguyên nhân làm thay đổi lãi suất ngân hàng (IR)
Tỷ giá hối đoái (EX) là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30 Chỉ số chứng khốn VN30 khơng phải là nguyên nhân làm thay đổi tỷ giá hối đoái (EX)
Cung tiền (M2) không phải là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30
Chỉ số chứng khoán VN30 là nguyên nhân làm thay đổi cung tiền (M2) Giá vàng (GP) là nguyên nhân làm thay đổi chỉ số chứng khoán VN30
Chỉ số chứng khốn VN30 khơng phải là nguyên nhân làm thay đổi giá vàng (GP)
4.2.5. Xác định mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu
Từ các kết quả trên và kết quả chạy mơ hình vector hiệu chỉnh sai số VECM (phụ lục 1), xác định vector đồng nhất tối ưu có dạng:
U = [VN30(-1), CPI(-1), IIP(-1), IR(-1), EX(-1), M2(-1), GP(-1)] = [ 1,000; 5,05659; 3,12021; 5,25955; 0,91553; 2,82955; -2,49352]
Từ vector trên, ta có mơ hình mơ tả ảnh hưởng của các biến lãi suất, cung tiền, giá trị sản xuất cơng nghiệp, tỷ giá hối đối và lạm phát đến chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn:
49
VN30(-1)= -65,14501 + 0,905493*CPI(-1) + 0,135105*IIP(-1) + 0,285384*IR(-1) (0,17907) (0,04330) (0,05426) [5,05659] [3,12021] [5,25955] + 4,102561*EX(-1) + 1,478995*M2(-1) – 2,382643*GP(-1)
(4,48107) (0,52270) (0,56469)
[0,91553] [2,82955] [-2,49352]
Trong đó, giá trị ghi trong ngoặc tròn là sai số chuẩn và giá trị ghi trong ngoặc vuông là giá trị thống kê t. Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số trong mơ hình: Với 144 mẫu quan sát của 6 nhân tố trong mơ hình nghiên cứu, tác giả tiến hành tra bảng phân phối chuẩn F với mức ý nghĩa là 5%
Ta có: t (144; 5%, 6) = 2,0986
Tác giả nhận thấy, trị tuyệt đối thống kê t của biến chỉ số lạm phát (CPI), chỉ số giá công nghiệp (IIP), Lãi suất (IR), cung tiền (M2), giá vàng (GP) có giá trị lớn hơn giá trị t(5%,6) nên các yếu tố này có tác động đến chỉ số chứng khoản (VN30) trong dài hạn với mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó, trị tuyệt đối thống kê t của biến tỷ giá hối đối (EX) có giá trị nhỏ hơn giá trị t(5%,6) tra bảng nên yếu tố này không có tác động đến chỉ số chứng khoản (VN30) trong dài hạn.
Hệ số hồi quy của lạm phát (CPI), chỉ số giá công nghiệp (IIP), Lãi suất (IR), cung tiền (M2) > 0 nên có thể kết luận, các yếu tố này tác động cùng chiều đến chỉ số chứng khoán (VN30) trong dài hạn ở mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó Giá vàng (GP) có hệ số hồi quy < 0 nên có thể kết luận yếu tố này tác động ngược chiều đến chỉ số chứng khoán VN30 trong dài hạn ở mức ý nghĩa 5%.
4.2.6 Kiểm định mối quan hệ của các yếu tố vĩ mô đến chỉ số chứng khoán trong ngắn hạn (ECM)
Từ kết quả kiểm định đồng tích hợp, luận văn đã chỉ ra được mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến, do đó, mơ hình điều chỉnh sai số giữa các biến được áp dụng.
50
Bảng 4.8: Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM xác định mối quan hệ ngắn hạn
Biến Hệ số hồi quy Giá trị kiểm định t-Statistic Mức ý nghĩa Prob. CPI(-1) -0,052741 -1,720183 0,0877 IIP(-1) 0,021585 2,437101 0,0161 IR(-1) -0,032667 -3,018794 0,0030 EX(-1) -1,674153 -1,904490 0,0589 M2(-1) 0,425531 4,257243 0,0000 GP(-1) -0,336975 -1,765671 0,0797 C 17,93533 2,447986 0,0156 R-squared (%) 50,3668 Prob(F-statistic) 0,000 R2 hiệu chỉnh (%) 48,1931 F-statistic 23,17083
Nguồn: Dữ liệu trích xuất từ phần mềm Eview, phụ lục 1 Kết quả hồi quy ECM trong ngắn hạn với độ trễ là 1 thì tác giả nhận thấy trong ngắn hạn, các biến: lạm phát (CPI), lãi suất (IR), biến tỷ giá hối đoái (EX), giá vàng (GP), sản lượng công nghiệp (IIP) và cung tiền (M2) đều tác động đến chỉ số giá chứng khốn (VN30). Trong đó, biến sản lượng cơng nghiệp (IIP) và cung tiền (M2) có tác động cùng chiều đến chỉ số giá chứng khoán với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%. Trong khi đó, các biến lạm phát (CPI), lãi suất (IR), biến tỷ giá hối đoái (EX), giá vàng (GP) tác động ngược chiều đến chỉ số chứng khoán (VN30) ở mức ý nghĩa lần lượt là 10%, 1%, 10%, 10%.
Kết quả hồi quy cho thấy, tỷ giá hối đoái (EX) có tác động mạnh nhất đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. Khi tỷ giá hối đoái tăng 1% thì tốc độ tăng trưởng của chỉ số VN30 lại giảm 1,674153%. Trong khi các yếu tố khác là không đổi. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Cung tiền có tác động mạnh thứ hai và tác động cùng chiều đến chỉ số giá chứng khoán. Khi tốc độ thay đổi của cung tiền tăng 1% thì tốc độ thay đổi của chỉ số giá chứng khoán lại tăng 0,452231% trong khi các yếu tố khác không đổi. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
51
Kết quả nghiên cứu cho thấy sự biến động của giá vàng tác động mạnh thứ ba và có tương quan nghịch với tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu. Một cách định lượng, khi giá vàng tăng hoặc giảm 1% thì tỷ suất chỉ số giá chứng khoán sẽ giảm 0,336975%. Về mặt thống kê, mối tương quan nghịch giữa biến động giá vàng và tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu có ý nghĩa ở mức 10%. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Tỷ lệ lạm phát (CPI) tác động mạnh thứ tư và tác động ngược chiều đến chỉ số chứng khoán VN30. Khi biến thiên tỷ lệ lạm phát tăng 1% thì biến thiên chỉ số giá chứng khoán tăng 0,052741%, trong khi các yếu tố khác là không đổi. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Lãi suất (IR) tác động mạnh thứ năm và có tác động âm đến chỉ số giá chứng khoán, khi biến động lãi suất tăng 1% thì biến động của chỉ số giá chứng khốn lại giảm 0,032667%. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
Giá trị sản lượng cơng nghiệp (IIP) có tác động cùng chiều và mạnh cuối cùng đến chỉ số giá chứng khoán VN30. Khi biến động của chỉ số sản xuất cơng nghiệp tăng 1% thì biến động của chỉ số giá chứng khoán tăng 0,021585%. Kết quả nghiên cứu phù hợp với giả thuyết đặt ra.
4.3. Thảo luận kết quả
Kết quả đạt được của đề tài so với các kết quả có trước chỉ mang tính chất tương đối vì mỗi quốc gia trên thế giới có thể chế chính trị, kinh tế, xã hội khác nhau. Cách vận hành của nền kinh tế cũng khác nhau, nhất là quy mô thị trường cũng như tính chuyên nghiệp của thị trường chứng khốn Việt Nam khơng thể đem so sánh với các quốc gia khác. Ngay cả đề tài nghiên cứu trước trong nước nhưng thời gian nghiên cứu khác nhau nghĩa là chuỗi số liệu của biến nghiên cứu khác nhau cũng cho ta kết quả khác nhau. Tuy nhiên khoa học luôn đảm bảo tính khách quan về mặt cơ sở lý thuyết cũng như phương pháp luận.
Theo kết quả nghiên cứu của luận văn cho thấy trong dài hạn giá vàng (GP) có tác động ngược chiều lên chỉ số VN30, trong khi tỷ giá hối đối (EX) khơng có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích sự tác động của các tỷ giá hối đoái đến chỉ số
52
chứng khoán (VN30), các yếu tố tỷ lệ lạm phát (CPI), chỉ số sản xuất công nghiệp (IIP), Lãi suất (IR), cung tiền (M2) tác động cùng chiều lên chỉ số chứng khoán VN30.
Giá vàng (GP) tác động ngược chiều đến chỉ số chứng khoán VN30 cả trong ngắn hạn và dài hạn. Ở Việt Nam, vàng cũng được xem như là một kênh đầu tư đối với nhiều người. Vì vậy, sự thay đổi giá vàng trong nước được kỳ vọng sẽ có những ảnh hưởng nhất định đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường. Kết quả