CHƢƠNG 4 NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả thực nghiệm và giải thích
Nhiều nghiên cứu trƣớc đây đã kiểm tra mối liên kết giữa giá TTCK và các nhân tố kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn và cho thấy các kết quả lộn xộn. Các kết quả của các nghiên cứu phụ thuộc vào phạm vi của nghiên cứu đó. Tuy nhiên, có một số nhân tố ảnh hƣởng đến mọi TTCK. Dù sao chăng nữa, thật là khó để tổng qt hóa các kết quả bởi vì mơi trƣờng và hoàn cảnh của các TTCK thì khác nhau. Mỗi TTCK có các nguyên tắc, quy định, vị trí quốc gia và loại NĐT, ... khác nhau.
Trong nghiên cứu này, tất cả các biến cho thấy chúng đều có tính dừng tại sai phân bậc nhất, tiếp tục sử dụng chúng tại sai phân thứ nhất dƣới dạng logarit tự nhiên trong quy
trình ƣớc lƣợng mơ hình. Vì vậy, ảnh hƣởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam đƣợc ƣớc lƣợng thông qua việc áp dụng cả hai mơ hình theo thứ tự là mơ hình bình phƣơng bé nhất thơng thƣờng OLS và mơ hình phƣơng sai thay đổi có điều kiện tự hồi quy ARCH/GARCH.
Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình OLS về tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam đƣợc thể hiện trong bảng sau:
Bảng 4.3. Ƣớc lƣợng OLS về tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi của chỉ số giá TTCK trong giai đoạn (01/2004 – 12/2012). Biến phụ thuộc: LRTR
Mơ hình giải thích 76,67% sự dao động trong giá TTCK. Hệ số của LRMS2, LIR là dƣơng và hệ số của LRGDP, LCPI, LE1, DUM là âm nhƣng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức ý nghĩa 10%, ngoại trừ LCPI và DUM. Nhƣ vậy nhiều khả năng có sự tồn tại đa cộng tuyến, do đó cần phải tiến hành kiểm định đa cộng tuyến.
Đa cộng tuyến là hiện tƣợng các biến độc lập trong mơ hình hồi quy phụ thuộc lẫn nhau. Để kiểm định đa cộng tuyến, ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập đƣợc xây dựng:
Bảng 4.4. Ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập
Căn cứ vào bảng ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập trên cho thấy các biến độc lập có mối tƣơng quan khá chặt với nhau, đó là:
(i) Biến tỷ lệ tăng cung tiền thực (LRMS2) có mối tƣơng quan đồng biến mạnh với biến biến tỷ lệ tăng tổng sản phẩm quốc nội thực (LRGDP);
(ii) Biến tỷ lệ tăng lạm phát (LCPI) có mối tƣơng quan nghịch biến mạnh với biến tỷ lệ tăng cung tiền thực (LRMS2) và biến tỷ lệ tăng tổng sản phẩm quốc nội thực (LRGDP).
Nhƣ vậy, nhìn vào bảng ma trận hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập ta có thể thấy tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình ƣớc lƣợng. Điều này làm cho các kết quả ƣớc lƣợng OLS không đáng tin cậy do phƣơng sai của chúng tăng lên và R2 cao nhƣng thống kê t ít có ý nghĩa.
Bên cạnh đó, bảng kết quả ƣớc lƣợng OLS về tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam cũng cho thấy có dấu hiệu của hiện tƣợng tự tƣơng quan. Nhìn vào bảng (4.3) ta thấy trị thống kê Durbin-Watson d bằng 1,539. Trong khi đó, dựa vào bảng Durbin-Watson tại mức ý nghĩa 5%, n bằng 108 quan sát, k’ bằng 6 biến độc lập, ta có dL = 1,55 và dU = 1,803. Nhƣ vậy, ƣớc lƣợng OLS cho kết quả trị thống kê Durbin-Watson d = 1,539 nhỏ hơn dL = 1,55; do đó bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng khơng có tự tƣơng quan đồng biến, nghĩa là trị thống kê Durbin-Watson xác nhận sự tồn tại hiện tƣợng tự tƣơng quan. Khi có hiện tƣợng tự tƣơng quan thì các ƣớc lƣợng OLS vẫn là các ƣớc lƣợng tuyến tính khơng thiên lệch và nhất quán, nhƣng chúng không phải là ƣớc lƣợng hiệu quả nữa. Kết quả là, các kiểm định t và F khơng cịn đáng tin cậy.
Ngoài ra, để kiểm định tính ARCH luận văn tiếp tục thực hiện ƣớc lƣợng phƣơng trình hồi quy phụ bằng cách sử dụng phần dƣ ut thu đƣợc từ ƣớc lƣợng OLS ở trên:
ut2 = α0 + α1 ut-12
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định ARCH
(Nguồn: tính tốn của tác giả thông qua phần mềm eviews)
Kết quả kiểm định ARCH trong bảng (4.5) cho thấy tại mức ý nghĩa 2,5% mơ hình OLS ở trên có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi có điều kiện tự hồi quy.
Vì mơ hình ƣớc lƣợng OLS khơng cịn là mơ hình ƣớc lƣợng tốt nhất về tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam do tồn tại hiện tƣợng đa cộng tuyến, tự tƣơng quan và hiệu ứng ARCH nên luận văn tiếp tục sử dụng mơ hình
phƣơng sai thay đổi có điều kiện tự hồi quy ARCH/GARCH để ƣớc lƣợng tác động của các biến kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam.
Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình ARCH (1) về tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam đƣợc thể hiện trong bảng sau:
Bảng 4.6. Tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi chỉ số giá TTCK Việt Nam đƣợc kiểm tra bằng phƣơng pháp: ML – ARCH (Marquardt): ARCH (1) ƣớc lƣợng cho giai đoạn: (01/2004 – 12/2012). Biến phụ thuộc: LRTR.
Các kết quả ƣớc lƣợng về ảnh hƣởng của các biến kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn lên tỷ suất sinh lợi của chỉ số giá TTCK Việt Nam bằng việc sử dụng mơ hình phƣơng sai thay đổi có điều kiện tự hồi quy ARCH (1) đƣợc trình bày trong bảng (4.6). Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình ARCH (1) cho thấy giá trị liên quan đến hệ số sai số bình phƣơng trễ là dƣơng (+ 0.652964) và có ý nghĩa tại mức 5%, điều này thỏa mãn yêu cầu của mơ hình. Kết quả R2 điều chỉnh bằng 75,33% khá cao và p-value thấp cho thấy các biến kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn bao gồm LRMS2, LRGDP, LCPI, LE1, LIR và biến giả DUM giải thích tốt cho tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam. Tuy nhiên, ngoại trừ biến LE1 và biến giả DUM có ý nghĩa về mặt thống kê tại mức ý nghĩa lần lƣợt là 10% và 1% thì các hệ số của các biến giải thích cịn lại bao gồm LRMS2, LRGDP, LCPI và LIR đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê tại mức ý nghĩa 10%.
Vì vậy, luận văn tiếp tục sử dụng mơ hình phƣơng sai thay đổi có điều kiện tự hồi quy tổng qt GARCH (1, 1) – mơ hình mở rộng của mơ hình ARCH (1) - để ƣớc lƣợng tác động của các biến kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình mở rộng GARCH (1, 1) đƣợc thể hiện trong bảng sau:
Bảng 4.7. Tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi chỉ số giá TTCK Việt Nam đƣợc kiểm tra bằng phƣơng pháp: ML – ARCH (Marquardt): ARCH (1)/GARCH (1) ƣớc lƣợng cho giai đoạn: (2004:01 – 2012:12). Biến phụ thuộc: LRTR.
(Nguồn: tính tốn của tác giả thông qua phần mềm eviews)
Các kết quả ƣớc lƣợng về ảnh hƣởng của các biến kinh tế vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi của chỉ số giá TTCK bằng việc sử dụng mơ hình GARCH (1, 1) đƣợc trình bày trong
bảng (4.7). GARCH (1, 1) với hệ số của phƣơng sai sai số trễ đƣợc tìm thấy là dƣơng và có ý nghĩa tại mức 1%, điều này thỏa mãn u cầu của mơ hình. Kết quả R2
điều chỉnh bằng 74,96% khá cao, p-value thấp và đa số các biến đều có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 1% và 5%. Kết quả này cho thấy các biến kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn bao gồm LRMS2, LRGDP, LCPI, LE1, LIR và biến giả DUM giải thích tốt cho tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam. Do đó, mơ hình mở rộng GARCH (1, 1) là mơ hình tốt nhất.
Các kết quả của nghiên cứu dựa trên ƣớc lƣợng GARCH (1, 1) đƣợc trình bày trong bảng (4.7) cho thấy khi các nhân tố khác khơng đổi thì tại Việt Nam:
Cung tiền thực M2 (RMS2) có tác động đồng biến lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam, giá trị dƣơng của hệ số là (0.776707) và có mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trƣớc đây nhƣ: Fama (1981); Asprem (1989); Abdullah và Hayworth (1993); Mukherjee và Naka (1995); Jiranyakul (2009); Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo (2013). Cung tiền tăng lên đồng nghĩa với cung về vốn tăng lên dẫn đến lƣợng tiền lƣu thông trong nền kinh tế nhiều hơn, cả doanh nghiệp và NĐT đều có cơ hội tiếp cận nguồn vốn. Doanh nghiệp dễ dàng vay vốn để kinh doanh nên khả năng tăng thu nhập cũng tăng lên, NĐT có thêm nguồn vốn nên cầu về chứng khốn sẽ tăng. Qua đó, tạo ra những tác động tích cực đối với TTCK. Ngƣợc lại, khi cung tiền giảm sẽ khiến tổng cầu giảm và làm cho chỉ số giá chứng khoán giảm. Mặt khác, khi cung tiền tăng dẫn đến lƣợng tiền trong lƣu thơng tăng, từ đó lãi suất trên thị trƣờng tiền tệ sẽ giảm và theo ngun tắc bình thơng nhau giữa thị trƣờng tiền tệ và thị trƣờng vốn thì lƣợng tiền nhàn rỗi sẽ dịch chuyển từ thị trƣờng tiền tệ sang TTCK để hƣởng mức sinh lời cao hơn.
Tổng sản phẩm quốc nội thực (RGDP) có tác động nghịch biến lên chỉ số giá TTCK Việt Nam và hệ số là (-0.050581). Kết quả này không tƣơng đồng với các nghiên cứu trƣớc đây. Thông thƣờng, một sự tăng lên hay giảm xuống trong GDP cũng sẽ làm cho tỷ suất sinh lợi TTCK tăng lên hay giảm xuống tƣơng ứng. Khi nền kinh tế tăng trƣởng, biểu thị thông qua GDP tăng, cho thấy các doanh nghiệp trong nền kinh tế đang
hoạt động hiệu quả, triển vọng đầu tƣ khả quan, các doanh nghiệp có nhiều khả năng sinh lợi cao, làm gia tăng giá trị thu nhập của cổ đơng và có thể gia tăng cổ tức nhận đƣợc, do đó thu hút dịng vốn đầu tƣ vào TTCK, dẫn đến giá chứng khoán tăng theo. Mặt khác, khi tỷ suất sinh lợi TTCK tăng lên, với hiệu ứng tài sản, các cổ đông sẽ cảm thấy giàu có hơn, từ đó tác động khiến chi tiêu dùng tăng. Chi tiêu dùng tăng có thể dẫn đến tăng lợi nhuận của doanh nghiệp và giúp giá cổ phiếu tăng, cho thấy chi tiêu dùng có thể ảnh hƣởng giá cổ phiếu và qua đó khiến cho tỷ suất sinh lợi TTCK tăng. Tuy nhiên, biến RGDP trong mơ hình khơng có ý nghĩa về mặt thống kê tại mức ý nghĩa 10%, vì vậy khơng phản ánh chính xác tác động thực sự của nhân tố hoạt động kinh tế thực lên tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam. Một số những nguyên nhân là: (i) do cách tính chỉ số GDP của Việt Nam mang tính đặc thù, dẫn đến biểu hiện bất thƣờng trong chuỗi dữ liệu GDP; (ii) do Việt Nam chỉ công bố chỉ tiêu tổng GDP theo quý, chỉ tiêu GDP theo tháng đƣợc tạo ra từ GDP danh nghĩa theo quý bằng việc sử dụng phần mềm Eview 6, dẫn đến không phản ánh đƣợc đúng thực tế giá trị GDP theo tháng.
Lạm phát (CPI) có tƣơng quan nghịch biến với chỉ số giá TTCK Việt Nam và hệ số tƣơng quan là (-0.398009). Mối tƣơng quan âm này phù hợp với Asprem (1989); Mukherjee và Naka (1995); Ralph và Eriki (2001); Maghyereh (2002); Jiranyakul (2009); El-Nader và Alraimony (2012). Tuy nhiên, kết quả này không phù hợp với Abdullah và Hayworth (1993); Adam & Tweneboah (2008). Lạm phát tăng cao là dấu hiệu cho thấy nền kinh tế đang tăng trƣởng nóng, lƣợng tiền lƣu thơng trong nền kinh tế đang dƣ thừa, vì vậy NHTW sẽ có biện pháp để hút bớt lƣợng tiền trong lƣu thơng về thơng qua chính sách thắt chặt tiền tệ. Ngoài ra, khi lạm phát tăng cao, đồng tiền mất giá, ngƣời dân không muốn giữ tiền mặt hoặc gửi tiền trong ngân hàng nếu mức lãi suất nhận đƣợc thấp hơn tỷ lệ lạm phát. Do đó, khi lạm phát tăng lãi suất sẽ đƣợc điều chỉnh tăng theo để vừa đảm bảo thực thi chính sách thắt chặt tiền tệ của NHTW, vừa đảm bảo lãi suất thực dƣơng cho ngƣời gửi tiền để giúp các NHTM dễ dàng hơn trong công tác huy động vốn. Nhƣ vậy, lạm phát tăng khiến chi phí lãi vay của doanh nghiệp đắt đỏ hơn. Hay nói
cách khác, lạm phát tăng thƣờng đồng nghĩa với việc chi phí đầu vào cho hoạt động sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp tăng lên. Khi chi phí sản xuất tăng cao, giá thành các sản phẩm, dịch vụ của doanh nghiệp sẽ phải tăng theo để đảm bảo sản xuất kinh doanh hoặc có lợi nhuận. Tuy nhiên, sức tiêu thụ sản phẩm dịch vụ của doanh nghiệp sẽ sụt giảm do giá bán cao, đặc biệt trong ngắn hạn và khi ngƣời tiêu dùng tìm tới các sản phẩm thay thế. Điều này khiến cho lợi nhuận mục tiêu của doanh nghiệp khó đƣợc đảm bảo và thậm chí sụt giảm, dẫn tới lợi nhuận kỳ vọng của doanh nghiệp trong tƣơng lai bị định giá thấp. Kết quả là giá cổ phiếu của doanh nghiệp trên thị trƣờng bị ảnh hƣởng theo hƣớng suy giảm với các mức độ khác nhau. Tuy nhiên, biến CPI trong mơ hình khơng có ý nghĩa về mặt thống kê tại mức ý nghĩa 10%, dẫn đến khơng phản ánh chính xác tác động thực sự của nhân tố lạm phát đến tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam. Nguyên nhân chủ yếu là do cách tính chỉ số CPI của Việt Nam mang tính đặc thù, dẫn đến biểu hiện bất thƣờng trong chuỗi dữ liệu CPI. Ngoài ra, kết quả này khác với kết quả của Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo (2013), nguyên nhân chủ yếu là do khoảng thời gian nghiên cứu khác nhau.
Tỷ giá hối đoái thực (E1) và tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam có mối liên kết nghịch biến và hệ số là (-0.973866) với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này là tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu của Maysami và các cộng sự (2004); El-Nader & Alraimony (2012); Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo (2013). Ngƣợc lại, kết quả này không tƣơng đồng với kết quả nghiên cứu của Mukherjee và Naka (1995); Jiranyakul (2009). Tỷ giá hối đoái ảnh hƣởng trực tiếp đến giá trị xuất khẩu ròng của một quốc gia; từ đó, tác động đến tăng trƣởng kinh tế hoặc ảnh hƣởng đến kim ngạch của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu, cũng nhƣ khả năng cạnh tranh của doanh nghiệp. Qua đó, tỷ giá hối đối tác động đến doanh thu và lợi nhuận của doanh nghiệp và ảnh hƣởng gián tiếp đến tỷ suất sinh lợi TTCK. Việt Nam là một quốc gia nhập siêu, khi tỷ giá hối đoái tăng, nghĩa là đồng VND mất giá so với đồng USD; các doanh nghiệp nhập khẩu cần nhiều đồng VND hơn để mua đồng USD cho nhu cầu thanh tốn, dẫn đến giá cả hàng hóa trở
nên đắt đỏ, doanh thu sụt giảm, do đó thu nhập của các doanh nghiệp giảm, điều này làm cho các doanh nghiệp giảm cổ tức dẫn đến giá chứng khốn giảm, qua đó tỷ suất sinh lợi TTCK giảm.
Lãi suất cho vay (IR) và tỷ suất sinh lợi TTCK Việt Nam có mối quan hệ đồng biến, hệ số tƣơng quan đƣợc tìm thấy có mức ý nghĩa 5% với độ lớn (0.278590). Kết quả này phù hợp với Maysami và các cộng sự (2004). Tuy nhiên, kết quả này không phù hợp với Asprem (1989); Abdullah và Hayworth (1993); Mukherjee và Naka (1995); Maghyereh (2002); El-Nader và Alraimony (2012); Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo (2013). Thơng thƣờng, lãi suất có xu hƣớng giảm khi lạm phát giảm và lạm phát giảm khiến giá cổ phiếu tăng cao hơn và ngƣợc lại. Nhƣng nếu lạm phát không phải là một vấn đề nghiêm trọng và lãi suất tăng, đầu tƣ vào TTCK thƣờng mang lại nhiều lãi, bởi vì trong trƣờng hợp này, lãi suất tăng là do nền kinh tế tăng trƣởng. Việt Nam là một quốc gia nhập siêu, các máy móc, nguyên vật liệu đầu vào cho sản xuất kinh doanh phần lớn phải nhập khẩu, thì bối cảnh lãi suất tăng lại là lợi thế cho các doanh nghiệp này. Trong bối cảnh lạm phát vừa phải và lãi suất trong nƣớc nƣớc tăng thì sẽ thu hút đƣợc luồng vốn từ nƣớc ngồi đổ vào Việt Nam. Điều này sẽ làm cho tỷ giá hối đoái giảm, các doanh nghiệp nhập khẩu cần ít đồng VND hơn để mua đồng USD cho nhu cầu thanh tốn dẫn đến giá cả hàng hóa trở nên rẻ hơn, doanh thu gia tăng, do đó thu nhập của các doanh nghiệp tăng, từ đó các doanh nghiệp sẽ gia tăng cổ tức dẫn đến giá chứng khốn tăng, qua đó tỷ suất sinh lợi TTCK tăng. Tuy nhiên, do ảnh hƣởng của chi phí vốn