PHẦN 4 : KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
4.1- Kiểm định tính dừng (kiểm định gốc đơn vị ADF)
Một trong các giả thiết của mơ hình hồi quy cổ điển là các biến độc lập phải phi ngẫu nhiên. Nếu chúng ta ước lượng mơ hình có chuỗi thời gian mà các biến độc lập không dừng, thì khi đó giả thiết của OLS bị vi phạm dẫn đến hồi quy giả mạo. Kiểm định nghiệm đơn vị là một tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng. Phương pháp kiểm tra Augmented Dickey – Fuller Unit Root Test để tìm ra tình trạng tồn tại của nghiệm đơn vị trong tất cả các dữ liệu, tiêu chuẩn kiểm định như sau:
Ho: p=1 (chuỗi là không dừng ) H1: p≠1 ( chuỗi dừng )
Ta ước lượng mơ hình: t = p/se(p) có phân phối theo quy luật DF
Nếu │t │= giá trị ADF (ADF test statistic) > │tα│tính tốn thì bác bỏ giả thiết Ho. Trong trường hợp này thì chuỗi dừng.
Kết quả kiểm định tính dừng của các biến cho thấy các biến không dừng ở các mức được tổng hợp ở Bảng 4.1.
Bảng 4.1. Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF ở mức
Variables
Augmented Dickey-Fuller
test statistic
Test critical values:
1% level 5% level 10% level IR -3.393.426 -4.065.702 -3.461.686 -3.157.121 LNEX) -2.075.447 -4.064.453 -3.461.094 -3.156.776 LNIO -3.755.015 -4.065.702 -3.461.686 -3.157.121 LNM2 -0.488013 -4.064.453 -3.461.094 -3.156.776 LNMSCI -2.122.707 -4.065.702 -3.461.686 -3.157.121 LNT_BILL -1.854.500 -4.064.453 -3.461.094 -3.156.776 LNVNI -2.439.571 -3.506.484 -2.894.716 -2.584.529
Tiếp tục kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1 cho các biến lãi suất, tỷ giá hối đoái, chỉ số sản lượng công nghiệp, cung tiền M2, chỉ số MSCI, lợi tức trái phiếu kho bạc 3 tháng của Mỹ (T-Bill) và VnIndex có kết quả được trình bày lần lượt ở các bảng 4.2; bảng 4.3; bảng 4.4; bảng 4.5; bảng 4.6; bảng 4.7 và bảng 4.8
Bảng 4.2 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on DIR
Null Hypothesis: DIR has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.516588 0.0025 Test critical values: 1% level -4.065702
5% level -3.461686 10% level -3.157121
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -4.516588│ > │tα│với α = 1% là │-4.065702│, α = 5% là
│-3.461686│, α = 10% là │-3.157121│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Bảng 4.3 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNEX)
Null Hypothesis: D(LNEX) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.577391 0.0000 Test critical values: 1% level -4.065702
5% level -3.461686 10% level -3.157121 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -9.577391│ > │tα│với α = 1% là │-4.065702│, α = 5% là
│-3.461686│, α = 10% là │-3.157121│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Bảng 4.4 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNIO)
Null Hypothesis: D(LNIO) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.77321 0.0000 Test critical values: 1% level -4.065702
5% level -3.461686 10% level -3.157121 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -10.77321│ > │tα│với α = 1% là │-4.065702│, α = 5% là
│-3.461686│, α = 10% là │-3.157121│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Bảng 4.5 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNM2)
Null Hypothesis: D(LNM2) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.971782 0.0000 Test critical values: 1% level -4.065702
5% level -3.461686 10% level -3.157121 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -7.971782│ > │tα│với α = 1% là │-4.065702│, α = 5% là
│-3.461686│, α = 10% là │-3.157121│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Bảng 4.6 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNMSCI)
Null Hypothesis: D(LNMSCI) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.688159 0.0000 Test critical values: 1% level -4.065702
5% level -3.461686 10% level -3.157121 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -7.688159│ > │tα│với α = 1% là │-4.065702│, α = 5% là
│-3.461686│, α = 10% là │-3.157121│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Bảng 4.7 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNT_BILL)
Null Hypothesis: D(LNT_BILL) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.538075 0.0024 Test critical values: 1% level -4.066981
5% level -3.462292 10% level -3.157475 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -4.538075│ > │tα│với α = 1% là │-4.066981│, α = 5% là
Bảng 4.8 - Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test on D(LNVNI)
Null Hypothesis: D(LNVNI) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.614724 0.0000 Test critical values: 1% level -3.506484
5% level -2.894716 10% level -2.584529
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Kết quả: │t │=│ -5.614724│ > │tα│với α = 1% là │-3.506484│, α = 5% là
│-2.894716│, α = 10% là │-2.584529│ => bác bỏ giả thiết Ho.
Như vậy kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF chỉ ra rằng Ho không bị bác bỏ ở các mức (at levels) nhưng được bác bỏ ở mức sai phân bậc 1 (1st Difference) của tất cả các biến. Kết quả này là phù hợp với đa số dữ liệu chuỗi thời gian đã được kiểm chứng ở các nghiên cứu trước đây.
4.2- Kiểm định bước trễ và tính ổn định của mơ hình
Kiểm định bước trễ và tính ổn định của mơ hình cho thấy độ trễ theo chuẩn SC và HQ là 0 sẽ khơng phù hợp, do đó sử dụng tiêu chuẩn Akaike (AIC) chiều dài độ trễ thích hợp là 8 (Bảng 4.9). Tiêu chí AIC cũng được sử dụng nhiều trong các nghiên cứu thực nghiệm.
Hình 4.1 cho thấy mơ hình đạt ổn định . Như vậy chúng ta đã có các điều kiện cần thiết để thực hiện các bước kiểm định tiếp theo.
Bảng 4.9. Kiểm tra xác định độ trễ tối ưu trong ước lượng mơ hình VAR
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 587.8616 NA 1.39e-15 -14.34226 -14.13533* -14.25924* 1 659.7094 129.5035* 7.96e-16* -14.90640 -13.25098 -14.24223 2 698.8464 63.77875 1.04e-15 -14.66287 -11.55896 -13.41754 3 742.8175 64.05666 1.26e-15 -14.53870 -9.986293 -12.71222 4 794.4538 66.29845 1.35e-15 -14.60380 -8.602893 -12.19616 5 851.1127 62.95440 1.41e-15 -14.79291 -7.343509 -11.80411 6 919.1355 63.82387 1.29e-15 -15.26261 -6.364714 -11.69265 7 948.2119 22.25596 3.86e-15 -14.77066 -4.424278 -10.61956 8 1035.277 51.59427 3.88e-15 -15.71055* -3.915669 -10.97829
* Chỉ ra bậc trễ được lựa chọn với mỗi chuẩn thông tin
LR: Dãy số sửa đổi, bổ sung kiểm định thống kê LR (mỗi kiểm định tại mức 5%) FPE: Sai số dự báo cuối cùng
AIC: Chuẩn thông tin Akaike SC: Chuẩn thơng tin Schwarz
Hình 4.1. Kết quả kiểm tra tính ổn định của mơ hình
4.3- Hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai
Hàm phản ứng đẩy được sử dụng để xem xét sơ lược thời gian tác động từ cú sốc của mỗi biến trong mơ hình tới tỷ suất sinh lợi chứng khốn (Hình 4.2). -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Hình 4.2. Phản ứng của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với cú sốc của các
biến số kinh tế
Kết quả hàm phản ứng đẩy cho thấy rằng chỉ số thế giới MSCI có ý nghĩa trong việc giải thích sự dịch chuyển của tỷ suất sinh lợi chứng khốn và có dấu hiệu tích cực ngay từ tháng thứ nhất cho đến tháng thứ 8, một sự tăng lên của chỉ số thế giới MSCI sẽ dẫn đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán trong nước tăng lên. Dấu dương của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với chỉ số thế giới MSCI ngụ ý rằng thị trường Việt Nam có liên kết đáng kể với thị trường thế giới. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ahmed and Fatma (2005) ở thị trường Pháp và cũng phù hợp với kỳ vọng. -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNMSCI
- .2 - .1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNT_BILL
-.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNEX
-.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DIR
-.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNIO
-.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNM2
-.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of DLNVNI to DLNVNI
Phản ứng của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với lợi tức trái phiếu kho bạc Mỹ là tiêu cực từ tháng thứ nhất đến tháng thứ 4, và có dấu hiệu dương nhưng khơng đáng kể ở tháng thứ 5. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng và có thể phù hợp với tài liệu rằng một sự tăng lên trong lãi suất Mỹ làm cho dòng vốn rời xa thị trường và dẫn đến một sự sụt giảm tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Việt Nam là một nước đang phát triển, dựa trên nền tảng kinh tế nơng nghiệp với mức tích lũy thấp. Do đó, để phát triển thành nền kinh tế theo hướng cơng nghiệp hóa, hiện đại hóa thì nhu cầu vốn đầu tư là rất cao và một phần quan trọng phải dựa vào nguồn vốn nước ngoài. Đối với dòng vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (FII), những năm đầu của thị trường chứng khoán Việt Nam, số quỹ đầu tư nước ngoài hoạt động rất ít, với tổng số vốn khơng đến 100 triệu USD, vốn huy động cho mỗi quỹ không quá 10 triệu USD. Từ quý 3/2006, dòng vốn FII tăng dần, thời điểm vào nhiều diễn ra trong năm 2007 và đến cuối năm 2009, dòng vốn FII đã giải ngân trong việc đầu tư chứng khoán đã lên tới khoảng 5 tỷ USD, trong đó các nhà đầu tư đến từ Mỹ khá nhiều.
Phản ứng của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với cú sốc lãi suất là tiêu cực trong 6 tháng đầu, sau đó có dấu hiệu tích cực nhưng khơng đáng kể ở tháng thứ 7 đến tháng thứ 9 và 3 tháng cuối cùng có phản ứng tiêu cực. Kết quả này ngụ ý rằng lãi suất cao hơn dẫn đến giảm tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Dấu hiệu tiêu cực có thể được giải thích bởi hoặc là ảnh hưởng tỷ lệ chiết khấu (Mukherjee and Naka, 1995) hoặc ảnh hưởng lạm phát của lãi suất danh nghĩa cao hơn (Fisher, 1930). Phát hiện này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của John K. M. Kuwornu (2011) tại Ghana, Halil Tunali (2010), Emrah Ozbay (2009) tại Thổ Nhĩ Kỳ, Ahmed and Fatma (2005) ở thị trường Pháp, Andreas Humpe and Peter Macmillan (2007) tại thị trường Mỹ.
Đối với năng suất công nghiệp, đúng như kỳ vọng, kết quả cho thấy rằng một sự tăng lên năng suất công nghiệp dẫn đến tỷ suất sinh lợi chứng
khoán tăng ngay tháng đầu tiên, tháng thứ 2,3,4 có giảm nhẹ nhưng tăng lên từ tháng thứ 5. Tăng trưởng năng suất cơng nghiệp có thể được xem như dấu hiệu dòng tiền mặt tương lai cao hơn và vì vậy dẫn đến một sự gia tăng tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Điều này theo sau từ tranh luận rằng chứng khốn tài chính là khoản tương phản sản lượng tương lai, vì vậy bất kỳ một sự tăng lên trong mức kỳ vọng của hoạt động kinh tế nên tạo ra mức lợi nhuận cao hơn (Cheung et al., 1997). Mối quan hệ dương này phù hợp kết quả của Mukherjee and Naka (1995) ở thị trường Nhật Bản, Ahmed and Fatma (2005) tại Pháp, Chen, Roll and Ross (1986), Fama (1981), Andreas Humpe and Peter Macmillan (2007) tại thị trường Mỹ.
Không được như kỳ vọng, phản ứng của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với cung tiền M2 là tích cực trong suốt 12 tháng, ngụ ý một cú sốc từ cung tiền M2 dẫn đến tỷ suất sinh lợi thị trường cao hơn. Điều này có thể giải thích là do M2 gia tăng thể hiện sự mở rộng về chính sách tiền tệ nên nguồn cung tiền trên thị trường cũng gia tăng. Cả doanh nghiệp và nhà đầu tư có nhiều cơ hội tiếp cận nguồn vốn. Doanh nghiệp dễ dàng vay vốn để mở rộng kinh doanh nên khả năng tăng thu nhập cũng tăng lên. Nhà đầu tư có thêm nguồn vốn để kinh doanh đầu tư nên cầu về chứng khoán sẽ tăng. Mặt khác khi M2 tăng hàm ý lãi suất trên thị trường tiền tệ sẽ giảm và theo nguyên tắc bình thơng nhau giữa thị trường tiền tệ và thị trường vốn lượng tiền nhàn rỗi sẽ dịch chuyển từ thị trường tiền tệ sang thị trường chứng khoán để hưởng mức sinh lời cao hơn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu Ibrahim and Yusoff (2001) tại Malaysia xét trong ngắn hạn, Halil Tunali (2010) ở Thổ Nhĩ Kỳ, Ahmed and Fatma (2005) tại Pháp, Andreas Humpe and Peter Macmillan (2007) tại Mỹ.
Phản ứng của tỷ suất sinh lợi chứng khoán đối với cú sốc tỷ giá hối đối là tiêu cực nhưng khơng đáng kể trong tháng đầu tiên, sau đó là tích cực
suốt 11 tháng còn lại, ngụ ý một sự tăng lên tỷ giá hối đoái dẫn đến tỷ suất sinh lợi thị trường tăng. Kết quả này không đúng với kỳ vọng nhưng phù hợp với nghiên cứu của Mukherjee and Naka (1995). Về lý thuyết, khi tỷ giá tăng (đồng nội tệ yếu đi) các doanh nghiệp xuất khẩu sẽ được hưởng lợi nhưng mức độ ảnh hưởng tới từng doanh nghiệp lại khác nhau tùy vào cơ cấu doanh thu. Những ảnh hưởng tích cực ở đây khơng chỉ được nhìn nhận theo chiều hướng làm tăng giá giao dịch của cổ phiếu trên thị trường mà có thể chỉ là giúp giá cổ phiếu không bị điều chỉnh sâu trong một chu kỳ giảm chung của thị trường. Ngược lại, những doanh nghiệp nhập khẩu nhìn chung sẽ chịu thiệt thòi nhưng cũng tùy vào đặc điểm từng doanh nghiệp. Những doanh nghiệp nhập khẩu để phục vụ tái xuất khẩu hoặc những doanh nghiệp có khả năng điều chỉnh giá sản phẩm đầu ra để bù cho phần trội thêm của chi phí đầu vào sẽ có thể giảm thiểu những tác động tiêu cực. Ngoài ra, trong ngắn hạn, ngay sau mỗi lần điều chỉnh giảm giá VND, sẽ có tác động tích cực đến việc thu hút dòng vốn đầu tư quốc tế cả trực tiếp lẫn gián tiếp nếu những lần điều chỉnh đó mang tính chủ động và trong tầm kiểm soát của NHNN. Các nhà đầu tư nước ngoài sẽ được hưởng lợi khi hiệu quả đầu tư tăng lên và họ cũng sẽ phần nào yên tâm ít nhất là trong khoảng thời gian kế tiếp trước khi đợt điều chỉnh tiếp theo diễn ra.
Quỹ Tiền tệ Quốc Tế IMF đã phân loại chính sách tỷ giá thành 8 loại, từ khơng có chính sách tỷ giá đến chính sách hồn tồn thả nổi theo thị trường. Việt Nam đã thành công trong việc hợp nhất hai tỷ giá chính thức và tỷ giá trên thị trường tự do từ năm 1990 và chủ yếu thực hiện cơ chế neo tỷ giá với biên độ được điều chỉnh với một số biến thể khác nhau trong từng thời kỳ. Tuy nhiên, trong giai đoạn vài năm trở lại đây khi điều kiện thâm hụt thương mại lớn, cán cân tài khoản vãng lai thường xuyên thâm hụt, lạm phát gần đây thuộc loại cao nhất khu vực, thì nền kinh tế tiếp tục bị dollar hóa với
tỷ lệ đáng kể. So với các nước trong khu vực, đồng tiền Việt Nam mất giá đáng kể. Thực tế cho thấy, tỷ giá thị trường chính thức và thị trường phi chính thức ln có khoảng chênh lệch. Trong khi về danh nghĩa, đồng tiền Việt Nam liên tục mất giá thì tỷ giá hối đoái thực, đồng tiền Việt Nam lại lên giá so với đồng USD do lạm phát trong nước tăng mạnh nhưng điều hành tỷ giá lại muốn neo tỷ giá trong biên độ cho trước để góp phần ổn định kinh tế vĩ mô. Ví dụ như trong năm 2011, chỉ số lạm phát trong thị trường nội địa là 18,58%/năm (cao hơn rất nhiều so với chỉ tiêu tăng 7% được Quốc hội thơng qua) thì đồng VNĐ chỉ mất giá 10,2% so với đồng USD, dẫn đến đồng VNĐ trên thực tế đã lên giá khoảng 8% so với đồng USD. Thống đốc Ngân hàng