2.4 TÁC ĐỘNG CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG VÀ LÃI SUẤT TIỀN GỬ
2.4.3 Phân tích trực quan chuỗi số liệu lãi suất huy động (Interest) và chỉ số
chỉ số VN-Index giai đoạn 3.
Biểu đồ 2.6 - Lãi suất huy động (Interest) và chỉ số VN-Index giai đoạn 3.
Năm 2009: Ngân hàng Nhà nước cũng đã cơng bố, tín dụng tăng trưởng
37,73% so với cuối năm 2008. Liên quan đến việc kìm chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất cơ bản được điều chỉnh giảm xuống cịn 7% và duy trì đến gần cuối năm. Lãi suất tiền gửi có xu hướng tăng nhẹ, tuy nhiên vào những tháng cuối năm, từ tháng 08 đến tháng 12/2009 lãi suất đã được đẩy từ 8,13% lên 10,23%/năm. Ngược lại, VN-Index sau khi đạt đỉnh cao ở mức 624,1 điểm vào ngày 22/10/2009, lập tức đảo chiều đi xuống. Đáy xác lập thấp nhất vào ngày 17/12/2009 ở mức 434,87 điểm. Ta thấy có mối quan hệ ngược chiều khá rõ trong diễn biến hai chỉ số thời gian này.
7 8 9 10 11 12 13 14 15 2009 2010 2011 2012 INTEREST 250 300 350 400 450 500 550 600 2009 2010 2011 2012 INDEX
Năm 2010: Lãi suất tiền gửi trong năm được duy trì ở mức trung bình
11%/năm, tuy nhiên có sự tăng đột biến vào ba tháng cuối năm khi lãi suất tăng từ 11%/năm lên 13,878%/năm. Tăng trưởng tín dụng năm 2011 đạt 12%, trong khi tổng phương tiện thanh toán chỉ tăng 10%, vẫn thấp hơn nhiều so với mức cho phép theo Nghị quyết số 83/NQ-CP, tương ứng là 20% và 15- 16% cho cả năm. Chỉ số VN-Index giai đoạn này nhìn chung là đi xu hướng ngang. Cuối năm có lập đỉnh vào tháng 12 ở mức 484.660 điểm.
Năm 2011: Lạm phát gia tăng cùng với chính sách thắt chặt tiền tệ và tài
khóa của Chính Phủ vào tháng 3, kéo lãi suất huy động tiền gửi lên mức cao chưa từng thấy và duy trì suốt năm ở mức 14%/năm, thể hiện quyết tâm trong việc kìm chế lạm phát, đã khiến hoạt động của hầu hết các doanh nghiệp gặp nhiều khó khăn. Bên cạnh đó, các ngân hàng chạy đua lãi suất trước sức ép tạo thanh khoản, càng làm dòng tiền vốn đã ít chảy vào TTCK, nay lại càng hiếm hoi. Lãi suất huy động thực tế trong năm có khi lên đến 19%/năm. Với mức lãi suất cao ngất ngưỡng này, dòng tiền đổ vào ngân hàng là điều đương nhiên khiến TTCK càng trở nên bi đát hơn. Phù hợp với lý thuyết mối quan hệ giữa lãi suất huy động và chỉ số giá chứng khoán, tương ứng trong thời gian này, chỉ số VN-Index giảm điểm kéo dài khi lãi suất được duy trì ở mức cao.
Năm 2012: Chính sách tiền tệ và chính sách tài khố được định hướng
tiếp tục thắt chặt. Trong đó, tổng phương tiện thanh toán dự kiến sẽ tăng khoảng 14-16%, tín dụng tăng trưởng khoảng 15-17% nhằm mục tiêu kiểm soát lạm phát. Lãi suất huy động tiền gửi giảm rõ rệt từ đầu năm đến tháng 12/2012 xuống còn 9%/năm. Từ những dấu hiệu tích cực, chính sách nhất quán, lãi suất giảm mạnh. VN-Index có đợt phục hồi rõ ở nữa đầu năm 2012. Một lần nữa, mối quan hệ nghịch chiều giữa lãi suất huy động và chỉ số VNIndex được thể hiện.
Tóm lại, diễn biến thực tế của chỉ số giá VN-Index và lãi suất huy động tiền gửi giai đoạn 3 có mối tương quan nghịch chiều được thể hiện khá rõ. Điều này phù hợp với kỳ vọng và lý thuyết chương I đã nêu. Phần tiếp theo, tác giả sẽ phân tích mối quan hệ này bằng kỹ thuật định lượng, để có nhìn nhận khách quan nhất.
2.4.4 Phân tích định lƣợng chuỗi số liệu lãi suất tiền gửi (Interest) và chỉ số VN-Index giai đoạn 3.
Kiểm tra tính dừng của chuỗi lãi suất tiền gửi Interest ta thấy chuỗi này dừng, ở mức ý nghĩa 1%, sau khi lấy sai phân bậc nhất.25 Bảng 2.10 tóm tắt thống kê thu được từ kết quả kiểm định ADF cho chuỗi Interest giai đoạn này. Vậy ta có hai chuỗi dừng để phân tích là D(Index) và D(Interest).
Biến Độ trễ t-statistic p-value
Interest 1 -0.078541 0.6510
D(Interest) 0 3.976432 0.0002
Bảng 2.9 - Kết quả kiểm định ADF chuỗi dữ liệu Interest giai đoạn 3. Thực hiện kiểm định Granger để xem mối quan hệ nhân quả giữa hai chuỗi dừng: D(Index) và D(Interest). Kết quả khơng có cơ sở để khẳng định mối quan hệ nhân quả giữa hai biến này.26 Tuy nhiên, theo Dimitrios Asteriou và Stephen G.Hall, 2006,2007 trong Applied Econometrics cho rằng, trong một số trường hợp do hạn chế của chuỗi số liệu mà mối quan hệ nhân qủa khơng được tìm thấy thì có thể căn cứ vào ý nghĩa hệ số hồi quy của biến đó trong mơ hình VAR hoặc căn cứ vào hệ số điều chỉnh cân bằng ECT để kết luận mối nhân quả giữa biến đó với biến phụ thuộc. Trong trường hợp
25
này, tác giả căn cứ vào các hệ số trong mơ hình (nếu có) để có kết luận chính xác về mối quan hệ này.
Kiểm định Johansen giữa hai chuỗi chỉ số giá chứng khoán Index và chuỗi lãi suất tiền gửi Interest cho thấy, có một mối quan hệ đồng liên kết giữa chúng.27 Đồng thời, kiểm định Johansen cho ba biến, ta đã kết luận có 02 mối quan hệ đồng liên kết từ ba biến này ở độ trễ bằng 8.28 Từ đây, tác giả có căn cứ để sử dụng mơ hình Vec-to hiệu chỉnh sai số cho hai biến này. Như đã nói phần trước, tác giả sẽ kết hợp chạy mơ hình VECM cho cả ba biến ở độ trễ bằng 8, trong đó, biến phụ thuộc cần quan tâm là chuỗi Index.
Kết quả cho phương trình đồng kết hợp có được sau khi thực hiện hồi quy VECM thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa ba chuỗi Index, CPI và Interest được viết:
Index = 804.716 – 10.448*CPI*** – 1.217*Interest***
Biến phụ thuộc: D(Index) Mẫu: 03:2009 – 12:2012 , , có ý nghĩa ở mức 1%, 5%, 10% Biến Hệ số Sai số D(INDEX(-1)) 2.265925 0.54826 D(INDEX(-2)) 1.730600* 0.43995 D(INDEX(-3)) 1.303279* 0.34304 D(INDEX(-4)) 0.692189 0.25809 D(INDEX(-5)) 0.378642* 0.20355 D(INDEX(-6)) 0.671330*** 0.16780 27
Kết qủa kiểm định xin xem phụ lục 2.8 mục 4.
28
D(INTEREST(-1)) 12.22505* 6.90836 D(INTEREST(-2)) 18.35216** 8.31392 D(INTEREST(-4)) 20.85978*** 7.37721 D(INTEREST(-5)) 15.79797** 7.08248 D(INTEREST(-6)) 20.75752** 9.71396 D(INTEREST(-8)) 26.34933*** 9.99187 D(CPI(-2)) 8.864113 4.66026 D(CPI(-3)) -6.459392 3.61964 D(CPI(-4)) 20.23511 5.945922 C -16.11400* 9.07088
R-squared: 0.864315 F-statistic: 2.802812 Akaike_AIC: 8.744791 Adj.R-squared: 0.555941 Prob(F-statistic): 0,02841 Schwarz_SC: 9.876787 Bảng 2.10 - Kết quả mơ hình VECM ba biến Index, CPI và Interest.29
Để kiểm tra tính đúng đắn của mơ hình, tác giả kiểm định nghiệm đơn vị đối với phần dư thu được từ mơ hình. Kết qủa cho thấy cả ba chuỗi phần dư đều dừng ở mức ý nghĩa 1%, cho thấy mơ hình xây dựng là phù hợp.30
Thực hiện phân rã Cholesky cho hai biến, để thấy rõ hơn cơ chế tác động của các chuỗi đến chỉ số giá chứng khoán. Kết quả thu được như sau:
29
Kết qủa kiểm định xin xem phụ lục 2.8 mục 5.
30
Bảng 2.11 - Kết quả phân rã Cholesky.
Nhận xét mơ hình:
(1) Trong phương trình cân bằng dài hạn, hai biến Interest và CPI mang dấu âm, thể hiện mối quan hệ nghịch chiều trong dài hạn giữa hai biến với chỉ số giá chứng khoán. Điều này đúng với cơ sở lý thuyết và kỳ vọng ban đầu. Đây cũng là mối quan hệ được tìm thấy trong nghiên cứu của Nguyễn Hữu Tuấn (2012), và tương đồng kết quả với Nguyễn Thị Vân (2012); Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013) khi xét mối quan hệ giữa lãi suất và chỉ số giá chứng khốn.
(2) Mơ hình hồi qui VECM thực hiện cho ba biến Index, Interest và CPI ở 8 độ trễ, cho ta R2
hiệu chỉnh: 55,59%, điều này có nghĩa 55,59% sự thay đổi trong chỉ số giá chứng khoán giai đoạn ba, được giải thích bởi các biến trễ của chỉ số giá chứng khoán, lãi suất tiền gửi và chỉ số giá tiêu dùng ở 8 độ trễ. Trong đó, các biến trễ của CPI và lãi suất tác động đến chỉ số giá VN-Index mạnh hơn so với các biến trễ của chính nó, bởi hệ số hồi quy của các biến trễ Interest và CPI lớn hơn nhiều lần; Trong ngắn hạn, biến lãi suất ảnh hưởng mạnh đến VN-Index (thể hiện bởi hệ số trong phương trình trong cân bằng ngắn hạn), trong khi chỉ số giá tiêu dùng tác động mạnh trong dài hạn (thể hiện bởi hệ số trong phương trình đồng liên kết). Điều này là phù hợp với thực tế.
(3) Hệ số của biến lãi suất có ý nghĩa thống kê trong mơ hình đồng kết hợp, đồng thời, hệ số điều chỉnh CointEq1 = -2.811317***
mang dấu âm, và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% , theo Dimitrios Asteriou và Stephen G.Hall
(2006-2007) tác giả kết luận có mối quan hệ nhân quả giữa hai biến lãi
suất và chỉ số giá chứng khoán giai đoạn này.
(4) Hệ số điều chỉnh khá lớn, thể hiện sự điều chỉnh về trạng thái cân bằng nhanh, nếu một cú sốc nào đó, thì sự mất cân đối sẽ khơng duy trì lâu. (5) Kết quả phân rã phương sai Cholesky cũng cho thấy tác động của CPI và
lãi suất mạnh hơn so với tác động của chính VN-Index, thể hiện ở biên độ giao động rộng hơn. Điều này tương đồng với kết quả mơ hình VECM.
Bảng 2.12 - Bảng tổng kết các phân tích định lượng trong chương II.
Giai đoạn Cặp biến Quan hệ
nhân quả
Chiều hƣớng tác động
Giai đoạn I CPI và Index Không -
Interest và Index Không -
Giai đoạn II CPI và Index Không -
Interest và Index Không -
Giai đoạn III CPI và Index Có CPI Index Interest và Index Có Interest Index
Nhận xét giai đoạn III: Đây là giai đoạn duy nhất, mối quan hệ giữa chỉ số
giá chứng khốn và hai biến đại diện vĩ mơ được tìm thấy bằng phân tích trực quan và kiểm định định lượng. Mối quan hệ này phù hợp với cơ sở lý thuyết ban đầu. Cũng trong giai đoạn này quy mơ thị trường đã dần hồn thiện, tính chun nghiệp trong đầu tư được nâng cao; Chính sách điều tiết của cơ quan quản lý đủ mạnh để phát huy tác dụng đến thị trường; Nhà đầu tư ngày càng
có kinh nghiệm và kiến thức... Điều này thể hiện TTCKVN đã dần dần trưởng thành, tính hiệu quả của thị trường được thể hiện. Đây cũng là những lí do khiến chỉ số giá chứng khốn VN-Index thể hiện sự gắn kết của mình với mơi trường xung quanh, như mối quan hệ vừa được tìm thấy.
Qua ba giai đoạn trên, bằng phân tích trực quan và định lượng, tác giả tìm thấy mối quan hệ giữa thị trường chứng khốn Việt Nam thơng qua chỉ số VN-Index với hai biến đại diện vĩ mô là lãi suất và chỉ số giá tiêu dùng được thể hiện khác nhau qua các giai đoạn: Hai giai đoạn đầu, mối quan hệ khơng được tìm thấy bằng kỹ thuật định lượng. Riêng giai đoạn ba, mối quan hệ này phù hợp về mặt lý thuyết, thực tế lẫn định lượng. Mơ hình cho thấy ảnh hưởng lớn của hai biến lãi suất và chỉ số giá tiêu dùng đến chỉ số giá chứng khoán, đúng với lý thuyết và kỳ vọng. Lý do dẫn đến điều này xuất phát từ những tồn tại vốn có của thị trường cũng như thực trạng nền kinh tế qua từng thời kỳ. Tiếp theo, những hạn chế này sẽ được phân tích rõ hơn, để từ đó, tác giả làm căn cứ đề xuất các giải pháp, hướng đến mục tiêu: Phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam ổn định.
2.5 NHỮNG VẤN ĐỀ TỒN TẠI CỦA THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM. VIỆT NAM.
2.5.1 Quy mơ và hàng hóa của thị trƣờng.
Quy mơ thị trường có bước tăng trưởng mạnh mẽ và vững chắc, đóng vai trò là kênh dẫn vốn trung và dài hạn cho nền kinh tế, tính tới cuối năm 2012 giá trị vốn hóa thị trường xấp xỉ 720.000 tỷ đồng (tương đương khoảng 35 tỷ USD). Tuy nhiên, so với thị trường trong khu vực giá trị vốn hóa của thị trường Việt Nam cịn rất nhỏ: TTCK Hàn Quốc tổng giá trị vốn hóa của thị trường đạt khoảng 1000 tỷ USD, TTCK Hồng Kông giá trị vốn hóa của thị trường khoảng 2300 tỷ USD, TTCK Singapore giá trị vốn hóa đạt khoảng 335
tỷ USD, TTCK Malaysia giá trị vốn hóa đạt khoảng 600 tỷ... Quy mơ nhỏ, số lượng NĐT ít ỏi sẽ kéo theo nhiều vấn đề như: Tính thanh khoản kém, hạn chế trong sản phẩm thị trường, thiếu đầu tư cho cơ sở vật chất, công nghệ thông tin… làm hạn chế sự phát triển của TTCK.
Hiện này số lượng chứng khoán trên sàn nhiều nhưng chất lượng còn thấp, sản phẩm thị trường chưa đa dạng, chưa đáp ứng yêu cầu của các nhà đầu tư. Đối với trái phiếu, số lượng mã trái phiếu niêm yết là lớn nhưng khối lượng mỗi mã lại nhỏ, đây là rào cản cho việc tăng cường tính thanh khoản của thị trường.
Đa phần cơng ty niêm yết, đăng ký giao dịch là những công ty vừa và nhỏ: Tính đến cuối năm 2012, trong số 704 công ty niêm yết/đăng kí giao dịch ở cả hai sàn chỉ có 354 cơng ty (chiếm 50%) có vốn điều lệ trên 100 tỷ đồng, hiệu quả hoạt động của các công ty niêm yết chưa cao, đặc biệt là quản trị cơng ty và tính cơng khai minh bạch trong hoạt động cơng bố thơng tin. Bên cạnh đó, tình trạng cơng ty niêm yết làm ăn thua lỗ, đã ảnh hưởng đến sự hấp dẫn của cổ phiếu niêm yết và niềm tin của nhà đầu tư. Điển hình là 9 tháng đầu 2012, thống kê của UBCK, tồn thị trường có tới 143 doanh nghiệp bị lỗ, 438 doanh nghiệp có lợi nhuận sụt giảm.31
Sản phẩm thị trường còn nghèo nàn, các sản phẩm phái sinh và cơng cụ đầu tư phịng ngừa rủi ro chưa được triển khai, trong khi nhu cầu của NĐT là khá lớn. Hiện tại vẫn chưa cho phép thực hiện nghiệp vụ bán khống như thị trường các nước phát triển. Các nghiệp vụ này nếu triển khai tốt sẽ duy trì tính thanh khoản ngay cả khi thị trường giảm điểm.
2.5.2 Tính chuyên nghiệp của nhà đầu tƣ.
Tính chuyên nghiệp của nhà đầu tư chưa vững chắc do thiếu vắng các nhà đầu tư có tổ chức làm nền tảng. Số lượng NĐT tham gia thị trường nhiều,
song chủ yếu vẫn là các nhà đầu tư cá nhân, các nhà đầu tư tổ chức chỉ chiếm 4% số lượng tài khoản giao dịch và tập trung vào các tổ chức tín dụng, cơng ty bảo hiểm, quỹ đầu tư. Các loại hình cơng ty đầu tư chứng khốn, quỹ mở, quỹ hưu trí tự nguyện…chưa được phát triển mạnh.
Bên cạnh đó điểm hạn chế lớn nhất của NĐT cá nhân là đầu tư theo đám đông, thực hiện mua bán theo quyết định của các tổ chức lớn, mà không quan tâm đến chỉ số kỹ thuật hay kết quả kinh doanh của cơng ty niêm yết đó. Hiện tượng này tạo ra kiểu tranh mua, tranh bán ồ ạt, tạo sóng cho các mã chứng khoán. Dẫn đến thị trường phát triển khơng bền vững.
Các tổ chức tín dụng tham gia vào chứng khốn với các hình thức khác nhau như: Đầu tư vào trái phiếu, góp vốn thành lập cơng ty chứng khốn, công ty quản lý quỹ và ủy thác đầu tư. Sự liên kết giữa tổ chức tín dụng và TTCK là cần thiết, tuy nhiên cũng tồn tại nhiều rủi ro tiềm ẩn. Mặc khác, do lạm phát và lãi suất ngân hàng cao, đầu tư chứng khốn trở nên khơng cạnh tranh, đã làm hạn chế khả năng thu hút vốn trên thị trường rất nhiều.
2.5.3 Các tổ chức kinh doanh chứng khoán.
Các tổ chức kinh doanh chứng khoán nhiều nhưng quy mơ vốn và tiềm lực tài chính thấp, khơng đảm bảo hiệu quả hoạt động và tiềm ẩn nhiều rủi ro. Đặc biệt, có một số cơng ty chứng khốn (CTCK) cịn hạn chế về năng lực nghiệp vụ, kiểm soát nội bộ, quản trị rủi ro, dẫn đến tình trạng thua lỗ, khơng hiệu quả (đặc biệt là bộ phận tự doanh). Theo thống kê của UBCK, tính đến cuối năm 2012, tồn thị trường có 105 CTCK, trong đó trên 50% bị lỗ năm