CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Kiểm định đồng liên kết tuyến tính và phi tuyến
Sau khi kiểm định tính dừng, tác giả tiến hành hồi quy cùng lúc mơ hình ARDL lẫn NARDL. Do dữ liệu theo tháng tương đối dài, tác giả áp đặt độ trễ tối đa cho các
AIC. Trước khi tiến hành phân tích kết quả mơ hình, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định đồng liên kết (quan hệ dài hạn) giữa các biến số. Kiểm định đồng liên kết là kiểm định thống kê F dựa vào hệ số dài hạn của các biến trễ bậc nhất trong phương trình (2) – đối với kiểm định đồng liên kết đối xứng, và phương trình (6) – đối với kiểm định đồng liên kết bất đối xứng.
Bảng 4.2
Kết quả kiểm định đồng liên kết.
Mơ hình Thống kê F Đường bao (dưới – trên) tại mức ý nghĩa
Kết luận 10% 5% 1% ARDL (4,3,3,2) 2,3088 (k=3) 2,37 – 3,2 2,79 – 3,67 3,65 – 4,66 Khơng có NARDL (4,5,2,0,2) 4,0361 (k=4) ** 2,2 – 3,09 2,56 – 3,49 3,29 – 4,37 Có
Ghi chú: ** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 5%; k là số biến ngoại sinh trong mơ hình. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Kết quả Bảng 4.2 chỉ ra, giá trị thống kê F thu được từ phương trình ARDL là 2,3088 nhỏ hơn giá trị đường bao dưới tại mức ý nghĩa 10% (2,37). Trong khi đó, giá trị thống kê F trong mơ hình NARDL lại là 4,0361, lớn hơn giá trị tới hạn trên tại mức ý nghĩa 5% (3,49). Kết quả chỉ ra, giả thiết khơng (khơng có quan hệ đồng liên kết) chỉ có thể bị bác bỏ trong mơ hình NARDL. Nói cách khác, trong khn khổ mơ hình tuyến tính, khơng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến số; tuy nhiên, khi đề cập tính chất bất đối xứng (phi tuyến), mơ hình NARDL xác nhận mối quan hệ đồng liên kết bất đối xứng. Đây là một phát hiện quan trọng, vì giả định đối xứng chưa đánh giá tồn diện mối quan hệ giữa giá chứng khốn và các biến xác định của nó, tương tự khẳng định của Effiong và Bassey (2018).
4.3. Kết quả mơ hình ARDL
4.3.1. Kết quả hồi quy ngắn hạn
Trước tiên, tác giả trình bày kết quả ngắn hạn của mơ hình ARDL tuyến tính nhằm xem xét liệu giá chứng khốn có chịu ảnh hưởng của các yếu tố xác định trong
ngắn hạn hay khơng. Đầu tiên, tỷ giá hối đối có tác động đến giá chứng khốn tại thị trường Việt Nam, các hệ số của biến sai phân tại bậc trễ thứ nhất (–1,07717) và thứ hai (1,289346) đều có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Tuy nhiên, dấu của các hệ số này lại khơng thống nhất, do đó, chưa thể khẳng định hướng ảnh hưởng của tỷ giá lên giá chứng khoán trong ngắn hạn. Chuyển sang ảnh hưởng của lạm phát, tác giả chỉ quan sát được duy nhất hệ số của biến sai phân tại bậc trễ thứ hai (1,624223) là có ý nghĩa thống kê tại mức 5% và mang dấu dương. Điều đó hàm ý, gia tăng mức giá chung thúc đẩy giá chứng khốn tại Việt Nam trong ngắn hạn, hay nói cách khác, giá chứng khoán là một cơng cụ phịng ngừa lạm phát trong ngắn hạn. Tương tự với ảnh hưởng của lạm phát, gia tăng cung tiền kích thích giá chứng khoán, bằng chứng là hệ số biến sai phân cung tiền tại bậc trễ thứ nhất (0,585083) dương và có ý nghĩa thống kê tại mức 10%.
Bảng 4.3
Kết quả ước lượng hệ số ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆sp.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
∆spt−1 0,477715*** 0,066236 7,212358 0,0000 ∆spt−2 –0,12389* 0,070786 –1,75029 0,0817 ∆spt−3 –0,10446 0,063673 –1,64058 0,1026 ∆ert 0,036369 0,374509 0,097111 0,9227 ∆ert−1 –1,07717*** 0,385289 –2,79576 0,0057 ∆ert−2 1,289346*** 0,394753 3,266212 0,0013 ∆cpt –0,57451 0,853560 –0,67307 0,5017 ∆cpt−1 –0,39429 0,858644 –0,45920 0,6466 ∆cpt−2 1,624223** 0,765989 2,120426 0,0353 ∆m2t 0,257404 0,292217 0,880867 0,3795 ∆m2t−1 0,585083* 0,308800 1,894695 0,0597 ∆brk –0,12642** 0,051245 –2,46711 0,0145 ECTt−1 –0,04529*** 0,010178 –4,45006 0,0000
Cuối cùng, từ hệ số biến trễ nhị phân brk, cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2007-2009 mang lại nhiều hệ lụy tiêu cực lên thị trường chứng khoán Việt Nam trong ngắn hạn, khi hệ số của biến giả mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Đây là một phát hiện quan trọng, vì các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam, đề cập đến thị trường chứng khoán, như Huỳnh Thế Nguyễn và Nguyễn Quyết (2013), Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2015) và Trần Ngọc Thơ và Hồ Thị Lam (2015), chưa đề cập hoặc chứng minh được tác động tiêu cực từ cuộc khủng hoảng tài chính gây ra. Hệ số sai số hiệu chỉnh (ECT) mang dấu âm (–0,04529) và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Hệ số này cho biết sau cú sốc hệ thống, giá chứng khoán trở về trạng thái cân bằng với tốc độ 4,529% mỗi tháng.
4.3.2. Kết quả hồi quy dài hạn
Chuyển sang kết quả hồi quy dài hạn thu được từ mơ hình tuyến tính. Như đã trình bày trong phần 4.2, kết quả kiểm định đường bao (kiểm định F) không thể bác bỏ giả thiết khơng (khơng có quan hệ đồng liên kết), nói cách khác, không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và các yếu tố xác định của nó. Kết quả Bảng 4.5 cũng xác nhận một phần khi hệ số biến tỷ giá khơng có ý nghĩa thống kê. Nói cách khác, tỷ giá chỉ ảnh hưởng đến giá chứng khốn trong ngắn hạn, nhưng khơng trong dài hạn. Tuy vậy, tác giả vẫn tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ về tác động tiêu cực và tích cực đáng kể lần lượt của lạm phát và cung tiền lên thị trường chứng khoán Việt Nam. Các kết quả sẽ được khẳng định rõ trong phần tiếp theo, khi phân tích các kết quả từ khung phi tuyến - NARDL, nơi phát hiện mối quan hệ bất đối xứng dài hạn giữa các biến số.
Bảng 4.4
Kết quả ước lượng hệ số dài hạn của mơ hình ARDL(4,3,3,2).
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
er –0,09846 2,646434 –0,03720 0,9704
cp –6,52381** 3,293863 –1,98059 0,0491
m2 2,832467*** 1,023770 2,766702 0,0062
brk –1,31407 0,818258 –1,60594 0,1100
Hằng số 14,98622 20,19358 0,742128 0,4589
Ghi chú: *** và ** lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Trước khi kết thúc phần 4.3, tác giả thực hiện các kiểm định nhằm xem xét tính phù hợp của mơ hình hồi quy. Các kiểm định chẩn đốn của mơ hình gồm kiểm định tương quan chuỗi, phương sai thay đổi, dạng hàm và phân phối chuẩn. Từ Bảng 4.6, mơ hình tuyến tính vi phạm 2 kiểm định là phương sai thay đổi và phân phối chuẩn, khi các giá trị thống kê đều bác bỏ giả thiết không tại mức ý nghĩa 1%.
Bảng 4.5
Kiểm định chẩn đoán.
Kiểm định Giá trị thống kê Xác suất
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 1,336895 0,2652 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 3,363420*** 0,0000
Phân phối chuẩn (Normality test) 30,30401*** 0,0000
Dạng hàm (Functional Form) 1,063117 0,2891
Ghi chú: *** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.4. Kết quả mơ hình NARDL
4.4.1. Kết quả hồi quy ngắn hạn
Tương tự cách trình bày kết quả mơ hình ARDL, trong phần này, tác giả xuất phát từ các kết quả hồi quy ngắn hạn. Với việc tách biến tỷ giá hối đoái thành các cấu thành dương (đại diện sự tăng giá tiền tệ) và cấu thành âm (sự giảm giá tiền tệ), do đó, mơ hình bây giờ chứa 4 biến ngoại sinh, thay vì 3 biến trong mơ hình tuyến tính.
Thứ nhất, thay đổi tỷ giá hối đối có ảnh hưởng đến giá chứng khoán trong ngắn hạn, tương tự kết quả trong khung tuyến tính. Các biến sai phân của cấu thành dương và âm đều có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%, ngoại trừ hệ số biến sai phân cấu thành dương tại bậc trễ thứ nhất. Tuy nhiên, dấu của các hệ số vẫn chưa thống nhất. Do đó, tác giả chưa thể khẳng định mối quan hệ giữa sự tăng giá (mất giá) tiền tệ với giá chứng khoán trong ngắn hạn. Tuy nhiên, khác với mơ hình ARDL, kết quả mơ hình NARDL lại khơng cho thấy mối quan hệ ngắn hạn đáng kể nào giữa lạm phát và giá chứng khoán, nhưng xác nhận được mối quan hệ cùng chiều giữa cung tiền M2 danh nghĩa và giá chứng khoán. Minh chứng là hệ số biến sai phân lạm phát khơng có ý nghĩa thống kê, nhưng của cung tiền lại có ý nghĩa tại mức 5%.
Bảng 4.6
Kết quả ước lượng hệ số ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆sp.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
∆spt−1 0,392754*** 0,064244 6,113422 0,0000 ∆spt−2 –0,11382 0,069574 –1,63601 0,1035 ∆spt−3 –0,14413** 0,061467 –2,34491 0,0201 ∆ert+ –1,84732** 0,717827 –2,57349 0,0109 ∆ert−1+ –0,65568 0,697373 –0,94021 0,3483 ∆ert−2+ 1,502600** 0,680018 2,209647 0,0284 ∆ert−3+ –1,57044** 0,670585 –2,34191 0,0203 ∆ert−4+ –1,40783** 0,658408 –2,13824 0,0338 ∆ert− 1,071730** 0,530512 2,020179 0,0448 ∆ert−1− –1,88516*** 0,557804 –3,37961 0,0009 ∆cpt –0,79497 0,607614 –1,30835 0,1924 ∆m2t 0,466406 0,286364 1,628719 0,1051 ∆m2t−1 0,762192** 0,310228 2,456877 0,0149 ∆brk –0,13394*** 0,047645 –2,81130 0,0055 ECTt−1 –0,07407*** 0,013703 –5,40606 0,0000
Ngồi ra, biến trễ brk vẫn có ý nghĩa thống kê tại mức 1% và mang dấu âm, một lần nữa, khẳng định tác động tiêu cực của cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Hệ số sai số hiệu chỉnh mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức 1%, ủng hộ lập luận về mối quan hệ giữa giá chứng với các yếu tố xác định trong dài hạn. Mặt khác, hệ số này cao hơn trong mơ hình tuyến tính, cho thấy tốc độ trở về trạng thái cân bằng dài hạn của biến giá chứng khoán nhanh hơn trong khung phi tuyến.
4.4.2. Kết quả hồi quy dài hạn
Khác với khung tuyến tính, khi đề cập tính chất bất đối xứng trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán, kiểm định F đã bác bỏ giả thiết không của kiểm định đồng liên kết, đồng nghĩa xác nhận mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và các biến xác định. Kết quả dài hạn tại Bảng 4.8 xác nhận điều này, khi tồn bộ các biến số đều có ý nghĩa thống kê. Các cấu thành dương và âm của tỷ giá đều có ý nghĩa. Cụ thể, hệ số dài hạn của cấu thành dương (er+) mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức 1%, hàm ý khi đồng VND tăng giá 1% sẽ làm giá chứng khoán giảm 8,03233% trong dài hạn. Tương tự, từ hệ số cấu thành âm (er−), khi đồng VND mất giá 1% sẽ làm giá chứng khốn giảm 3,729617%. Tóm lại, thay đổi tỷ giá hối đoái, dù tăng hay giảm, đều làm giảm giá chứng khoán tại Việt Nam trong dài hạn và mức độ tác động của sự tăng giá tiền tệ sẽ mạnh hơn so với sự giảm giá tiền tệ. Đây là một kết quả thú vị, vì mơ hình tuyến tính với giả định đối xứng trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán sẽ cho rằng, sự tăng giá hay giảm giá tiền tệ sẽ tác động lên giá chứng khoán với cùng mức độ và hướng ngược nhau.
Bảng 4.7
Kết quả ước lượng hệ số dài hạn của mơ hình NARDL(4,5,2,0,2).
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
er+ –8,03233*** 2,657496 –3,02252 0,0029 er− 3,729617** 1,877800 1,986163 0,0485 cp –2,92529* 1,706197 –1,71451 0,0881 m2 4,332620*** 0,843183 5,138410 0,0000 brk –1,06671*** 0,402264 –2,65178 0,0087 Hằng số –6,54320 6,902511 –0,94794 0,3444
Ghi chú: ***, ** và * lần lượt biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Tương tự khung tuyến tính, hệ số dài hạn của biến lạm phát và cung tiền lần lượt là âm và dương, tức không thay đổi, hay hướng tác động của hai biến số lên giá chứng khốn là khơng thay đổi trong khung tuyến tính hay phi tuyến. Do đó, tác giả hoàn toàn khẳng định được mối quan hệ cùng chiều giữa cung tiền với giá chứng khoán và mối quan hệ ngược chiều giữa lạm phát và giá chứng khoán. Phát hiện của tác giả tương tự nghiên cứu trước đây của Lê Hồng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2015). Có thể giải thích rằng, mức giá của nền kinh tế tăng, làm tăng chi phí sản xuất, dẫn đến giảm lợi nhuận của các doanh nghiệp, và đến lượt làm giảm giá cổ phiếu. Trong khi đó, mở rộng cung tiền làm giảm lãi suất và khuyến khích hoạt động đầu tư, thúc đẩy thị trường chứng khoán tại Việt Nam trong dài hạn. Tuy nhiên, khác với khung tuyến tính, lần này, tác giả quan sát được tác động tiêu cực của cuộc khủng hoảng tài chính lên thị trường chứng khốn Việt Nam trong dài hạn lẫn ngắn hạn. Các hệ số của biến giả brk đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Cuối cùng, tác giả thực hiện các kiểm định chẩn đốn cho mơ hình. Một lần nữa, các kiểm định phương sai thay đổi và phân phối chuẩn đều bị vi phạm, tương tự với kết quả trong khung tuyến tính.
Bảng 4.8
Kiểm định chẩn đoán.
Kiểm định Giá trị thống kê Xác suất
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 1,886557 0,1545 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 3,144509*** 0,0000
Phân phối chuẩn (Normality test) 19,26467*** 0,0000
Dạng hàm (Functional Form) 0,501945 0,6163
Ghi chú: *** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%. Nguồn: Tính tốn của tác giả.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Nghiên cứu này tìm hiểu vai trị của sự bất cân xứng trong các tác động của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán ở Việt Nam. Trước đây, các nghiên cứu thường giả định mối quan hệ đối xứng giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán. Theo đó, cả sự mất giá và tăng giá tiền tệ đều ảnh hưởng đến giá chứng khoán với cùng độ lớn nhưng ngược hướng nhau. Hơn nữa, sự đồng liên kết đối xứng chủ yếu là một hiện tượng ngắn hạn và hầu như không phải là một hiện tượng dài hạn. Nỗ lực điều tra các tác động của sự thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán là tương đối mới với sự tập trung đặc biệt vào sự bất cân xứng dài hạn và ngắn hạn. Điều này đã được khuyến khích bởi sự phát triển của phương pháp NARDL theo đề xuất của Shin và cộng sự (2014), cho phép mơ hình hóa sự bất đối xứng trong mối quan hệ đồng liên kết dài hạn và cơ chế sai số hiệu chỉnh ngắn hạn.
Sử dụng khung mơ hình NARDL với dữ liệu hàng tháng cho nền kinh tế Việt Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 5/2018 gồm chỉ số giá chứng khoán, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương, mức giá tiêu dùng và cung tiền, tác giả ước tính và so sánh kết quả thực nghiệm cho cả mơ hình đối xứng và bất đối xứng. Bằng chứng thực nghiệm có thể được tóm tắt như sau. Đầu tiên, tồn tại mối quan hệ ngắn hạn nhưng không phải trong dài hạn giữa tỷ giá hối đối và giá chứng khốn khi giả định tính đối xứng trong mối quan hệ giữa hai biến số. Thứ hai, thay đổi tỷ giá hối đối có cả tác động bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn lên giá chứng khoán. Quan trọng hơn, thay đổi tỷ giá đều tác động tiêu cực lên giá chứng khoán; sự bất cân xứng này rất mạnh đối với sự tăng giá tiền tệ hơn là sự giảm giá. Thứ ba, cả mức giá (hoặc lạm phát) và cung tiền đều có tác động lần lượt tiêu cực và tích cực lên thị trường chứng khốn Việt Nam trong dài hạn ngay cả khi sử dụng khung phân tích tuyến tính lẫn phi tuyến. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, lạm phát chỉ tác động đến giá chứng khốn trong mơ hình tuyến tính.
Cuối cùng, từ các kết quả thu được, thay đổi tỷ giá hối đoái (cả mất giá và tăng giá tiền tệ) đều ảnh hưởng xấu đến giá chứng khoán, và theo một cách bất đối xứng.
Do đó, các nhà hoạch định chính sách nên tính đến tác động tiềm năng khi xây dựng các chính sách phù hợp để quản lý tỷ giá hối đoái. Trong trường hợp của Việt Nam, sự biến động thường xuyên của đồng nội tệ theo quan sát trong những năm qua sẽ góp phần làm giảm niềm tin của nhà đầu tư vào thị trường. Điều này, khơng nghi ngờ gì, sẽ tạo thành trở ngại đối với các hoạt động trên thị trường chứng khốn. Do đó, đảm bảo sự ổn định của tỷ giá hối đoái là điều tối quan trọng để giảm thiểu rủi ro tỷ giá hối đoái trên thị trường chứng khốn. Cuối cùng, nghiên cứu trong tương lai có