2.4 TÁC ĐỘNG CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG VÀ LÃI SUẤT TIỀN GỬ
2.4.1 Phân tích trực quan chuỗi số liệu chỉ số gía tiêu dùng(CPI) và chỉ
chỉ số VN-Index giai đoạn 3.
Biểu đồ 2.5 - Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số VN-Index giai đoạn 3. Nhìn vào biểu đồ trên, ta thấy xu hướng chỉ số CPI trong giai đoạn này xu hướng đi lên rất rõ ràng.
Năm 2009 - Đầu tháng 03/2009 đến cuối năm 2009: Trong năm 2009,
chỉ số giá CPI khơng có nhiều biến động, với mức tăng chung của cả năm ở mốc 6,88% so với cùng kỳ năm 2008, mục tiêu kiềm chế lạm phát ở mức 7% mà Chính phủ đề ra đã đạt được.Tháng 12 chỉ số CPI dừng ở mức 157,96, so với tháng 3 khi CPI đạt 151,24, rõ ràng mức tăng là không đáng kể. Đây cũng là một thành công trong nỗ lực giảm lạm phát trong năm 2008, bắt đầu cho sự phục hồi của nền kinh tế. Trong năm này,TTCK chứng kiến sức đi lên mạnh mẽ của VN-Index, chinh phục các đỉnh 512,46 điểm ngày 09/06/2009,tiếp đến
150 160 170 180 190 200 210 220 230 2009 2010 2011 2012 CPI 250 300 350 400 450 500 550 600 2009 2010 2011 2012 INDEX
là 547,69 điểm ngày 01/09/2009 và 624,10 vào ngày 22/10/2009.20
Dường như các thông tin ổn định vĩ mô đã ảnh hưởng tích cực đến xu hướng thị trường.
Năm 2010: Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của cả nước là 11,75% (so tháng
12-2009), vượt xa chỉ tiêu lạm phát Quốc hội giao cho Chính phủ lúc đầu năm (khơng q 7%). Thị trường đầu cơ bất động sản chưa có dấu hiệu khởi sắc, các tài sản tài chính như vàng và USD tăng giảm thất thường. Trong khi, có những xáo trộn trong nền kinh tế, các biến số vĩ mô không được khả quan, thì chỉ số VN-Index năm 2010 khơng có nhiều biến động, tuy nhiên tính thanh khoản của thị trường bị ảnh hưởng nặng, do lực cầu thị trường giảm trong thời gian cuối năm.
Năm 2011: Được ghi nhận với xu thế giảm điểm là chủ đạo trên TTCK.
Từ đầu năm gieo rắc lên thị trường là hàng loạt các thông tin không tốt của kinh tế vĩ mơ. Chỉ số lạm phát liên tục tăng và có lúc đạt đỉnh trên 18%. Cung tiền tăng vọt do chính sách tiền tệ nới lỏng trong những năm trước đó khiến lạm phát tăng kéo theo lãi suất tăng khiến các doanh nghiệp khó tiếp cận với các nguồn vốn. Thêm vào đó, hoạt động kinh doanh bị đình trệ, nhiều doanh nghiệp chỉ dám hoạt động cầm chừng, với hi vọng qua được giai đoạn khó khăn. Chính điều này một lần nữa đã đẩy giá các cổ phiếu lao dốc. Nhà đầu tư khơng cịn hứng thú tham gia thị trường. Ta lại thấy sự đồng hành của chỉ số CPI với VN-Index, thông tin liên quan đã được thể hiện phần nào trong diễn biến thực tế của chỉ số giá chứng khoán.
Năm 2012: Nữa đầu năm 2012 mức tăng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo
tháng tương đối ổn định. Tuy nhiên, ở giai đoạn nửa sau của năm, biên độ dao
động của CPI lớn, có những biến động bất thường, mức tăng giá thấp dần vào cuối năm, tính từ tháng 9 với mức tăng lần lượt là 2,2%; 0,85%; 0,47% và 0,27%. Chỉ số giá tiêu dùng tháng 07/2012 vẫn giữ nguyên mức tháng 06 và giảm 0,5% so với tháng 05. Đây cũng là lần giảm đầu tiên sau 38 tháng chỉ số này luôn ở mức dương kể từ tháng 03/2009 (giảm 0,15%), tăng 5,35% so với cùng kỳ năm 2011 và tăng nhẹ 2,22% so với 12 tháng năm 2011.21
Nhiều cụm từ đã được gắn trực tiếp hoặc liên quan với CPI như giảm phát, nguy cơ suy thoái kinh tế. Cùng với sự ổn định của CPI, chỉ số VN-Index phục hồi trong 4 tháng đầu năm 2012, sau một thời gian dài mất điểm và tiếp theo đó là sự điều chỉnh như một khoảng “nghỉ” cho lần tăng trưởng tiếp theo, đúng như kỳ vọng của các NĐT.
Qua phân tích này, tác giả nhận thấy sự đồng hành của hai chỉ số CPI và VN-Index: Năm 2009 khi CPI được duy trì dưới mức kế hoạch, thị trường chứng kiến sự tăng trưởng ngoạn mục của VN-Index; Hai năm tiếp theo, khi thông tin chỉ số giá nằm ngồi kiểm sốt, VN-Index đi xuống, giao dịch trên thị trường ảm đạm; Sang những tháng đầu năm 2012, lạm phát được kiềm chế thì cũng là lúc thị trường dần phục hồi. Những diễn biến của hai chỉ số này đúng như cơ sở lý thuyết trong chương I, song nó cũng có thể là sự song hành ngẫu nhiên tương tự trong giai đoạn 2 đã gặp, khi phân tích trực quan. Để có được nhận định đúng đắn, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định bằng các phương pháp định lượng cho hai chuỗi số liệu này trong phần sau.
2.4.2 Phân tích định lƣợng chuỗi số liệu chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số VN-Index giai đoạn 3.
21
Tương tự như các phần phân tích trước, luận văn kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu trước khi đưa vào mơ hình. Kiểm định Unit Root Test cho chuỗi chỉ số giá chứng khoán Index và chỉ số giá tiêu dùng CPI, kết quả, cả hai chuỗi dừng sau khi lấy sai phân bậc 1, với mức ý nghĩa lần lượt là 1% và 10%. Vậy ta có hai chuỗi dừng D(Index) và D(CPI) được dùng cho các phân tích tiếp theo. 22
Biến Độ trễ t-statistic p-value
Index 0 0.201798 0.7403
D(Index) 0 -5.350896 0.0000
CPI 1 2.161856 0.9917
D(CPI) 0 -1.894288 0.0562
Bảng 2.6 - Kết quả kiểm định ADF hai chuỗi Index và CPI giai đoạn 3.
Bảng 2.7 - Bảng xác định độ trễ giai đoạn 3.
Tiếp theo, xác định độ trễ tối ưu cho các biến trong mơ hình giai đoạn này, kết quả được khuyến nghị nên chọn độ trễ ở giá trị 1, 2 và 8. Tuy nhiên, khi thực hiện các bước kiểm định mơ hình cho thấy chọn độ trễ bằng 8 cho ra
mơ hình tốt nhất: Hệ số trong mơ hình VECM có ý nghĩa cao hơn; Kiểm định Granger cho kết quả tốt hơn; Kiểm định Johansen xác định 02 mối quan hệ đồng liên kết và hệ số phương trình đồng liên kết của hai biến lãi suất và CPI ước lượng từ kiểm định là dấu âm, phù hợp với lý thuyết kỳ vọng. 23
Do vậy, tác giả chọn độ trễ bằng 8 để phân tích.
Kiểm định Granger cho hai chuỗi đã dừng D(CPI) và D(Index), kết quả cho thấy có mối quan hệ một chiều từ CPI đến Index. Điều này phù hợp với kỳ vọng có mối quan hệ giữa chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số giá chứng khoán.
Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) Chỉ số giá chứng khoán (Index)
Bảng 2.8 - Kết quả kiểm định Granger chuỗi CPI và Index giai đoạn 3. Kiểm định Johansen (ở độ trễ bằng 1) cho thấy có một mối quan hệ đồng liên kết giữa hai chuỗi dữ liệu gốc Index, CPI ở mức ý nghĩa 5%.24
Ngồi ra, như đã nói trên, kiểm định Johansen ở độ trễ bằng 8, cho thấy có 02 mối đồng liên kết giữa ba biến: Index, CPI, Interest. Phát hiện này là phù hợp với kỳ vọng và lý thuyết. Đến đây, tác giả có căn cứ để xây dựng mơ hình Vec-to hiệu chỉnh sai số VECM cho hai biến Index và CPI. Tuy nhiên, do chuỗi số liệu trong giai đoạn này khá ít, nên tác giả khơng thực hiện ngay việc này, mà tiếp tục phân tích biến lãi suất. Để từ đó, nếu kết quả phân tích cho
23
Kết qủa kiểm định xin xem phụ lục 2.8.
24
phép, sẽ thực hiện chạy mơ hình với hai biến này, để thấy tác động tổng hợp của chúng đến chỉ số giá VN-Index.
Vậy trong phần này, ta tìm thấy mối quan hệ nhân quả một chiều từ CPI đến VN-Index, cũng như khẳng định giữa hai chuỗi này có mối quan hệ trong dài hạn. Kết quả kiểm định cho rằng mơ hình tối ưu để phân tích ba biến đang xem xét khi chọn độ trễ bằng 8.
2.4.3 Phân tích trực quan chuỗi số liệu lãi suất huy động (Interest) và chỉ số VN-Index giai đoạn 3. 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 dịng 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