CHƯƠNG 2 LÝ LUẬN TỔNG QUAN
4.3. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam
4.3.4. Hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai
Từ các kiểm định trên, tác giả lựa chọn mô hình VAR độ trễ 2 là mơ hình phân tích tại Việt Nam, sau đó tiến hành phân tích hàm phản ứng đẩy IRF và phân rã phương sai cho thị trường chứng khốn Việt Nam từ mơ hình VAR độ trễ 2. Kết quả hàm phản ứng đẩy IRF của cú sốc chỉ số giá tiêu dùng đến thị trường chứng khoán Việt Nam được trình bày trong hình 4.5 cho thấy rằng khi có cú sốc chỉ số giá tiêu dùng CPI xảy ra, thị trường chứng khoán của Việt Nam sẽ tăng điểm từ tháng thứ nhất đến tháng thứ 4 kể khi cú sốc chỉ số giá tiêu dùng CPI xảy ra (khi cú sốc chỉ số giá tiêu dùng thay đổi 1% thì sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn tăng trung bình khoảng 3.19% từ tháng 1 đến tháng thứ 4), nhưng từ tháng thứ 5 trở đi thị trường chứng khoán Việt Nam trở lại trạng thái cân bằng (giảm điểm). Điều này cho thấy rằng với bối cảnh tại Việt Nam trong thơi gian gần đây lạm phát có xu hướng giảm
mạnh và hầu như khá thấp (chỉ đạt khoảng 0.63% trong năm 2015), do đó, sự gia tăng chỉ số giá tiêu dùng CPI là dấu hiệu cho thấy sự cải thiện mức độ tiêu dùng của người dân Việt Nam. Điều này gián tiếp ảnh hưởng đến việc nắm bắt nhu cầu tiêu thụ hàng hóa của người dân trong tương lai, và các doanh nghiệp sẽ có xu hướng gia tăng đầu tư và từ đó thu hút sự quan tâm của các nhà đầu tư, dẫn đến sự gia tăng thị trường chứng khoán. Kết quả này tuy trái ngược với các bằng chứng thực nghiệm trước đây tại Việt Nam như Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn (2014), Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương (2015) và trên thế giới như Fama và Schwert (1977), Omran và Pointon (2001); nhưng tương tự với giả thuyết của Fisher (1930) khi cho rằng tỷ suất sinh lợi của tài sản có mối tương quan đồng biến với tỷ lệ lạm phát, đồng thời tương tự với bằng chứng của Al-Sharkas và Al-Zoubi (2011).
Hình 4.5. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sốc chỉ số giá tiêu dùng đến thị trường chứng khoán Việt Nam
-12.5 -10.0 -7.5 -5.0 -2.5 0.0 2.5 5.0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. D(CPI) Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
chứng khốn Việt Nam có xu hướng giảm điểm (khi cú sốc lãi suất huy động tăng 1% thì sẽ làm thị trường chứng khoán Việt Nam giảm 4.2%), sau đó 2 tháng, thị trường chứng khốn tăng điểm trở lại (thị trường chứng khoán Việt Nam gia tăng trung bình 5.9%) và trở về trạng thái cân bằng kể từ tháng thứ 5 trở đi. Điều này có thể giải thích theo (i) mơ hình định giá chứng khốn, khi lãi suất gia tăng thì giá chứng khoán sẽ giảm; (ii) khi lãi suất huy động gia tăng thì các ngân hàng thương mại sẽ gia tăng lãi suất cho vay để bù đắp sự gia tăng trong lãi suất huy động, điều này làm cho người tiêu dung dè dặt hơn trong tiêu dùng, do đó sẽ tác động đến hoạt động sản xuất kinh doanh và lợi nhuận của doanh nghiệp, từ đó làm cho các chứng khoán trở nên kém hấp dẫn hơn (Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương, 2015). Kết quả này tương tự với các bằng chứng thực nghiệm của Gan (2006), Rahman và các cộng sự (2009), Sohail và Hussain (2009), Alam và Uddin (2009) và Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn (2014).
Hình 4.6. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sốc lãi suất huy động đến thị trường chứng khoán Việt Nam
-12 -8 -4 0 4 8 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. D(DEPO) Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
Kết quả hàm phản ứng đẩy của cú sốc tỷ giá hối đoái đến thị trường chứng khốn Việt Nam được trình bày trong hình 4.7 cho thấy rằng trong hai tháng đầu tiên
kể từ khi cú sốc tỷ giá hối đoái xảy ra, thị trường chứng khốn Việt Nam có xu hướng giảm điểm (khi cú sốc tỷ giá hối đoái tăng 1% tương ứng với việc đồng nội tệ bị mất giá, thì chỉ số giá chứng khốn của Việt Nam giảm 2.3%), sau đó từ tháng thứ 2 đến tháng thứ 3, thị trường chứng khoán Việt Nam gia tăng (gia tăng 4.8%) và sau đó có xu hướng trở về trạng thái cân bằng. Kết quả này tương tự với phát hiện của Dimitrova (2005) khi cho rằng sự sụt giảm trong giá trị đồng nội tệ sẽ làm giảm giá thị trường chứng khốn.
Hình 4.7. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sớc tỷ giá hới đối đến thị trường chứng khoán Việt Nam
-16 -12 -8 -4 0 4 8 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. D(EX) Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
Hình 4.8 thể hiện ảnh hưởng của cú sốc chỉ số sản xuất công nghiệp đến thị trường chứng khoán Việt Nam cho thấy rằng trong hai tháng đầu tiên kể từ khi cú sốc xảy ra, thị trường chứng khoán Việt Nam tăng điểm (khi chỉ số sản xuất công nghiệp gia tăng 1% thì sẽ làm cho thị trường chứng khoán gia tăng 0.6%) nguyên nhân do chỉ số sản xuất công nghiệp gia tăng hàm ý nền kinh tế đang trong giai đoạn phát triển và các công ty hoạt động kinh doanh có hiệu quả cao hơn, gia tăng lợi nhuận của các
cơng ty. Từ đó làm cho chứng khốn doanh nghiệp hấp dẫn hơn và giá cổ phiếu doanh nghiệp cũng như chỉ số giá thị trường chứng khoán cũng sẽ tăng lên. Từ tháng thứ 2 đến tháng thứ 3, thị trường chứng khoán Việt Nam có xu hướng giảm xuống (giảm 4.6%). Sau đó, thị trường chứng khốn Việt Nam trở về lại trang thái cân bằng.
Hình 4.8. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sốc chỉ số sản xuất công nghiệp đến thị trường chứng khoán Việt Nam
-6 -4 -2 0 2 4 6 8 10 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. IPI Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
Ảnh hưởng của cú sốc cung tiền M2 đến thị trường chứng khoán Việt Nam được thể hiện trong hình 4.9 cho thấy rằng, tương tự với ảnh hưởng của cú sốc chỉ số sản xuất công nghiệp, trong hai tháng đầu tiên kể từ khi cú sốc xảy ra, thị trường chứng khoán Việt Nam tăng điểm (khi cung tiền tăng 1% thì sẽ làm cho thị trường chứng khốn gia tăng 3.1%), điều này có thể giải thích rằng khi áp dụng chính sách tiền tệ mở rộng sẽ dẫn đến việc lượng cung tiền tăng, sẽ làm giảm lãi suất cho vay và lãi suất tái chiết khấu, hay nói cách khác sẽ làm gia tăng sử dụng những tài sản tài chính như chứng khốn, cổ phiếu,… Hơn thế nữa, việc giảm sụt trong lãi suất cho
vay hay lãi suất tái chiết khấu sẽ làm gia tăng giá kỳ vọng cũng như thu nhập của các nhà đầu tư. Do đó sẽ làm cho thị trường chứng khốn tăng điểm. Kết quả này đồng nhất với các kết quả được tìm thấy của Shaoping (2008), Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn (2014), Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương (2015). Từ tháng thứ 02 đến tháng thứ 04, thị trường chứng khoán Việt Nam bắt đầu giảm mạnh, giảm đến 8.4%. Sau đó, thị trường chứng khốn Việt Nam trở về lại trang thái cân bằng.
Hình 4.9. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sốc cung tiền M2 đến thị trường chứng khoán Việt Nam
-8 -4 0 4 8 12 16 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. D(M2) Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
Cuối cùng, kết quả hàm phản ứng đẩy của cú sốc lãi suất trái phiếu chính phủ đến thị trường chứng khốn Việt Nam được biểu thị trong hình 4.10. Dựa vào hình 4.10 có thể nhận thấy rằng trong 2 tháng đầu tiên kể từ lúc cú sốc xảy ra, thị trường chứng khoán hầu như khơng có biến động rõ rệt, tuy nhiên, 3 tháng tiếp theo thị trường chứng khốn có xu hướng giảm điểm (một sự gia tăng 1% của lãi suất trái phiếu chính phủ sẽ làm thị trường chứng khốn Việt Nam giảm đến 9.7%), và sau đó
trở về trạng thái cân bằng. Điều này tương tự với ảnh hưởng của lãi suất huy động đến thị trường chứng khốn Việt Nam.
Hình 4.10. Kết quả hàm phản ứng đẩy cú sớc lãi suất trái phiếu chính phủ đến thị trường chứng khốn Việt Nam
-12 -8 -4 0 4 8 12 16 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Response of D(STOCK) to Cholesky One S.D. RATE Innovation
Nguồn: Tác giả thu thập kết quả từ Eviews 8.0
Sau khi phân tích kết quả từ hàm phản ứng đẩy IRF của các cú sốc biến số kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam, tác giả tiếp tục phân tích xem cú sốc thị trường chứng khốn Việt Nam phụ thuộc bao nhiêu vào các cú sốc biến số kinh tế vĩ mơ bằng việc phân tích phân rã phương sai. Kết quả được trình bày trong Phụ lục 3, cho thấy rằng trong tháng đầu tiên, thị trường chứng khoán Việt Nam chủ yếu phụ thuộc vào bản thân của cú sốc. Và trong 11 tháng tiếp theo, cú sốc thị trường chứng khốn Việt Nam ngồi việc phụ thuộc vào bản thân cú sốc (chiếm trung bình khoảng 89.53%), cịn phụ thuộc vào lãi suất trái phiếu chính phủ (chiếm trung bình khoảng 3.86%) và cung tiền M2 (chiếm trung bình khoảng 2.23%). Điều này hàm ý
rằng cú sốc thị trường chứng khốn có sự nhạy cảm với lãi suất trái phiếu chính phủ và cung tiền M2 hơn so với các biến số kinh tế vĩ mô khác.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 04
Trong chương này, tác giả thực hiện việc thiết lập mơ hình nghiên cứu các tác động của các nhân tố vĩ mô bao gồm chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền M2, lãi suất huy động, lãi suất trái phiếu chính phủ, chỉ số sản xuất cơng nghiệp, tỷ giá hối đoái đến thị trường chứng khoán của Việt Nam. Bằng cách sử dụng mơ hình Vector tự hồi quy, tác giả ước lượng mơ hình nghiên cứu và tìm thấy rằng các nhân tố vĩ mơ tác động đáng kể đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mơ đến thị trường chứng khốn Việt nam là có sự khác nhau.