Phần này mô tả phương pháp nghiên cứu sự kiện kết hợp với mơ hình hồi quy OLS được Bernanke và Kuttner (2005), Chairporn Vithessonthi, Yaowaluk Techarongrojwong (2011) sử dụng trong nghiên cứu của mình.
3.2.2.1 Phân tích dựa trên nghiên cứu hồi quy sự kiện ở mức độ thị trường
Mơ hình nghiên cứu của đề tài ở mức độ thị trường được thể hiện như sau:
𝑅𝑣𝑛𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥 = 𝛼 + 𝛽𝐼 + 𝜀𝑡 (3.1) 𝑅ℎ𝑛𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥 = 𝛾 + 𝛿𝐼 + 𝜀𝑡 (3.2)
Trong đó:
R là tỷ suất sinh lợi của chỉ số VN-Index/HN - Index I là sự thay đổi trong lãi suất
Nghiên cứu của Bernanke và Kuttner, 2005; Chairporn Vithessonthi, Yaowaluk Techarongrojwong 2011 tập trung vào kiểm tra ảnh hưởng của các yếu tố không mong đợi trong chính sách tiền tệ bởi vì thị trường không đáp ứng những thay đổi dự kiến của chính sách. Vì vậy, đề tài đưa thêm biến sự thay đổi được mong đợi không mong đợi trong lãi suất vào mơ hình (3.1) để kiểm tra tác động của các biến này lên tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu.
𝑅𝑣𝑛𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥 = 𝛼 + 𝛽𝑒𝐼𝐸 + 𝛽𝑢 𝐼𝑈 + 𝜀 (3.3) 𝑅ℎ𝑛𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥 = 𝛾 + 𝛿𝑒𝐼𝐸 + 𝛿𝑢 𝐼𝑈 + 𝜀 (3.4)
Trong đó:
IE: sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất
IU: sự thay đổi không được mong đợi trong lãi suất
Đề tài đo lường thay đổi không mong đợi trong lãi suất bằng cách sử dụng phần dư trong mơ hình tự hồi quy có độ trễ 12 tháng theo He (2006) và Chairporn Vithessonthi, Yaowaluk Techarongrojwong (2011) như sau:
𝐼𝑡 = ∑ 𝛽𝑡−𝑖
12 𝑖=1
𝐼𝑡−𝑖 + 𝜀𝑡 (3.5)
Trong đó:
It: sự thay đổi trong lãi suất ở tháng t It-1: sự thay đổi trong lãi suất ở tháng t-1
IEt = It – IUt (3.6)
3.2.2.2 Phân tích dựa trên nghiên cứu hồi quy sự kiện ở mức độ công ty
Đề tài cũng sử dụng mơ hình nghiên cứu hồi quy sự kiện với số liệu của các công ty để kiểm tra ảnh hưởng của chính sách tiền tệ lên giá cổ phiếu ở mức độ cơng ty. Mơ hình hồi quy ở mức độ cơng ty của đề tài được thể hiện như sau:
𝑅𝑐𝑝 = 𝛼 + 𝛽1𝐵𝑒𝑡𝑎 + 𝛽2𝐵𝑀 + 𝛽𝐼 + 𝜀 (3.7)
Trong đó:
Rcp là tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu I là sự thay đổi trong lãi suất
Beta: kiểm soát ảnh hưởng của rủi ro cụ thể của từng công ty lên tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
BM: tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường giải thích sự biến động bên trong tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu
Chairporn Vithessonthi, Yaowaluk Techarongrojwong (2011) cũng kiểm tra ảnh hưởng của các yếu tố khơng mong đợi trong chính sách tiền tệ lên tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ở mức độ cơng ty. Vì vậy, đề tài cũng đưa thêm biến sự thay đổi được mong đợi không mong đợi trong lãi suất vào mơ hình (3.7) để kiểm tra ảnh hưởng của biến này lên tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu cơng ty
3.3 Phương pháp kiểm định mơ hình 3.3.1 Kiểm tra tính dừng
Đề tài có sử dụng mơ hình VAR để đo lường thay đổi khơng mong đợi trong lãi suất. Khi dùng mơ hình VAR để ước lượng thì tất cả các biến trong mơ hình phải dừng. Một chuỗi dữ liệu thời gian được xem là dừng nếu trung bình và phương sai khơng thay đổi theo thời gian và hiệp phương sai giữa hai thời điểm chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian chứ không phụ thuộc vào thời điểm đang xét. Cụ thể:
Trung bình : E Yt const
Phương sai : 2
t
Var Y const
Hiệp phương sai : Covar Y Yt, t k gk
Để kiểm tra tính dừng của biến, đề tài sẽ sử dụng kiểm định Augmented Dickey Fuller (ADF). Các độ trễ thời gian (lags) dùng trong mơ hình sẽ được đề tài tham khảo trong các nghiên cứu khác có kích cỡ mẫu và đặc tính dữ liệu mang tính tương đồng.
Kiểm định ADF được mở rộng từ kiểm định DF được thực hiện lần đầu bởi Dickey và Fuler. Kiểm định DF giả sử rằng:
1
t t t
Y Y u với 1 1
Giả thiết : H0: 1 (Yt là chuỗi dừng hay có nghiệm đơn vị)
H1: 1 (Yt là chuỗi dừng)
Công thức : Yt Yt 1 ut tương đương với :
1 1 1 1 1 t t t t t t t Y Y Y u Y Y u 1 t t t Y Y u
Dickey and Fuler cho rằng giá trị t ước lượng của hệ số Yt 1 sẽ phân phối xác suất ( giá trị ước lượng / sai số của hệ số ). Kiểm định thống kê còn gọi kiểm định Dickey – Fuler ( DF ).
Kiểm định DF được ước lượng với ba hình thức :
1. Khi Yt là một bước nghẫu nhiên không hằng số (Without Constant
and trend)
1
t t t
Y Y u
2. Khi Yt là một bước nghẫu nhiên có hằng số (Without Constant)
1 1
t t t
Y Y u
3. Khi Yt là một bước nghẫu nhiên có hằng số xoay quanh một đường
xu thế ngẫu nhiên .
1 2 1
t t t
Y TIME Y u
Để kiểm định H0, ta so sánh giá trị thống kê tính tốn với giá trị thống
kê tra bảng DF.
Bởi vì có hiện tượng tương quan chuỗi giữa các ut do thiếu biến, nên thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF (Augemented Dickey – Fuler Test). Kiểm định này được thực hiện bằng cách bổ sung vào phương trình
1 2 1
t t t
Y TIME Y u các biến trễ của sai phân biến phụ
thuộc Yt ta có phương trình mới :
1 2 1
t t t i t
Y TIME Y i Y (3.8)
Khi đó :
1. Nếu giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra không bác bỏ
2. Nếu giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra bác bỏ giả thiết
0
H , hay không tồn tại nghiệm đơn vị (chuỗi dữ liệu là dừng)
3.3.2 Kiểm tra đa cộng tuyến
Đa cộng tuyến là hiện tượng các biến độc lập có tương quan với nhau. Khi các biến độc lập có tương quan với nhau sẽ dẫn đến:
Phương sai và hiệp phương sai của các hệ số ước lượng lớn. Điều này nghĩa là các giá trị ước lượng thay đổi nhiều từ mẫu này sang mẫu khác. Do vậy, việc xác định giá trị ước lượng chính xác trở nên khó khăn hơn.
Khoảng tin cậy của các hệ số hồi quy có khuynh hướng rộng hơn. Điều này dẫn đến độ chính xác của ước lượng khoảng cho tham số hồi qui giảm đi.
Sai số chuẩn của các ước lượng có xu hướng tăng mạnh khi bị đa cộng tuyến cao sẽ làm cho giá trị |t| có khuynh hướng nhỏ đi. Do đó, ta có xu hướng chấp nhận giả thiết H0.
|t| bé nhưng hệ số xác định R2 có thể rất cao
Các ướng lượng OLS của βj và các se(𝛽̂𝑗) trở nên rất nhạy với những thay đổi nhỏ trong số liệu.
Dấu của các hệ số ước lượng 𝛽̂𝑗 có thể sai
Thêm vào hay bớt đi các biến cộng tuyến với các biến khác, mơ hình sẽ thay đổi về độ lớn của các ước lượng hoặc dấu của chúng.
Để kiểm tra mơ hình có bị đa cơng tuyến hay khơng, chúng ta có thể nhìn vào hệ số xác định R2 cao và |t| thấp. Tuy nhiên cách nhận biết này chỉ thể hiện rõ khi có đa cộng tuyến ở mức độ cao. Ta có thể sử dụng nhân tử phóng đại phương sai (VIF) để kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến.
𝑉𝐼𝐹𝐽 = 1 1 − 𝑅𝐽2
Với 𝑅𝐽2 là hệ số xác định của hàm hồi quy phụ. Khi 𝑅𝐽2 tiến về 1 nghĩa là mức độ cộng tuyến giữa Xj với những biến độc lập cịn lại cao. Điều này cũng có nghĩa là VIF càng lớn. Nhưng VIF là bao nhiêu thì có thể coi là có xảy ra hiện tượng cơng tuyến. Theo quy tắc kinh nghiệm, nếu VIF của một biến vượt quá 10 thì biến này được coi là có cộng tuyến cao.
Để tính hệ số xác định của hàm hồi quy phụ, ta tiến hành hồi quy một biến độc lập theo các biến độc lập cịn lại dưới dạng mơ hình hồi quy tuyến tính.
3.3.3 Kiểm tra phương sai thay đổi
Một trong những giả thiết của mơ hình hồi quy tuyến tính cổ điển là phương sai của nhiễu Ui không thay đổi, nghĩa là var(Ui) = E(𝑈𝑖2) = σ2, i. Do vậy,
khi sử dụng mơ hình OLS trong nghiên cứu thực nghiệm, chúng ta cần phải kiểm tra xem Ui có thay đổi khơng. Nếu mơ hình bị hiện tượng phương sai thay đổi thì sẽ dẫn đến:
Ước lượng OLS vẫn là ước lượng tuyến tính, khơng chệch nhưng không phải là ước lượng hiệu quả (vì phương sai khơng nhỏ nhất). Ước lượng phương sai của ước lượng OLS sẽ bị chệch.
Các khoảng tin cậy và kiểm định giả thiết thông thường dựa trên phân phối t và F sẽ khơng cịn đáng tin cậy.
Kết quả dự báo khơng cịn hiệu quả nữa khi sử dụng các ước lượng OLS có phương sai khơng nhỏ nhất.
Để kiểm tra mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi hay không, đề tài sử dụng kiểm định White.
Kiểm định này khảo sát phần dư 𝑈̂𝑖2 theo các biến độc lập. Giả sử xét mơ hình hồi quy gốc: 𝑌𝑖 = 𝛽0 + 𝛽1𝑋1𝑖 + 𝛽2𝑋2𝑖 + 𝑈𝑖
Ta tiến hành hồi quy mơ hình gốc để lấy phần dư Ui. Sau đó thực hiện hồi quy mơ hình phụ:
𝑈̂𝑖2 = 𝛼0+ 𝛼1𝑋1𝑖 + 𝛼2𝑋2𝑖 + 𝛼3𝑋1𝑖2 + 𝛼4𝑋2𝑖2 + 𝛼5𝑋2𝑖𝑋3𝑖 + 𝑉𝑖
Từ mơ hình hồi quy phụ này ta thu được hệ số xác định R2aux
Thực hiện kiểm định H0: α1 = α2 = α3 = α4 = α5 = 0
Nếu bác bỏ giả thiết H0 nghĩa là có hiện tượng phương sai thay đổi
Tiếp theo chương 2, trong chương 3, đề tài đã đưa ra mơ hình nghiên cứu đề xuất với biến phụ thuộc là tỷ suất sinh lợi của chứng khoán và các biến độc lập lần lượt là sự thay đổi trong lãi suất, sự thay đổi được mong đợi trong lãi suất, sự thay đổi không được mong đợi trong lãi suất. Ngồi ra trong mơ hình cịn có hai biến kiểm sốt là biến rủi ro và tỷ số giá trị sổ sách trên giá trị thị trường. Ngoài ra, chương 3 còn đề cập đến những cơ sở cho việc kiểm định và ước lượng mơ hình trong chương 4 bao gồm nguồn dữ liệu được sử dụng và cách thức kiểm định mơ hình.
CHƯƠNG 4: PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 Phân tích mối quan hệ giữa lãi suất cơng cụ thị trường mở và tỷ suất sinh lợi trên thị trường chứng khoán giai đoạn 2008 – 2012 sinh lợi trên thị trường chứng khoán giai đoạn 2008 – 2012
4.1.1 Tác động của chính sách thắt chặt tiền tệ (tăng lãi suất) năm 2008 đến thị trường chứng khoán đến thị trường chứng khoán
Cuối năm 2007 và những tháng đầu năm 2008, áp lực lạm phát ở Việt Nam ngày càng gia tăng. Năm 2007, lạm phát ở Việt Nam đạt mức 12.6%. Lạm phát ở Việt Nam đã đạt mức kỷ lục trong tám tháng đầu năm 2008 với mức tăng 21.65% so với tháng 12/2007.
(Nguồn số liệu: gso.gov.vn) Hình 4.1 Diễn biến tình hình lạm phát năm 2008
Để kiểm soát áp lực lạm phát ngày càng gia tăng cũng như đối phó với những sự kiệm khó lường xuất phát từ cuộc khủng hoảng tái chính Mỹ, Ngân hàng Nhà nước đã điều hành chính sách tiền tệ thắt chặt nhưng linh hoạt tùy theo diễn biến kinh tế trong nước và quốc tế. Với chính sách tiền tệ thắt chặt, Ngân hàng Nhà nước đã rút một lượng lớn tiền mặt về thông qua việc gia tăng tỷ lệ
- 5.00 10.00 15.00 20.00 25.00 2008 Jan 2008 Feb 2008 Mar 2008 Apr 2008 May 2008 Jun 2008 Jul 2008 Aug 2008 Sep 2008 Oct 2008 Nov 2008 Dec Lạm phát
dự trữ bắt buộc lên 11% vào ngày 16/01/2008 và bắt buộc các Ngân hàng thương mại phải mua 20.3 nghìn tỷ đồng tín phiếu Chính phủ kỳ hạn một năm. Ngoài ra, Ngân hàng Nhà nước còn điều chỉnh tăng các mức lãi suất chính sách. Nghiệp vụ thị trường mở cũng được điều hành linh hoạt phối hợp chặt chẽ với các cơng cụ khác của chính sách tiền tệ. Các nghiệp vụ thị trường mở được thực hiện hàng ngày theo phương thức đấu thầu khối lượng, công bố lãi suất nhằm ổn định thị trường. Lãi suất thị trường mở được Ngân hàng Nhà nước điều chỉnh tăng tương ứng từ 9.5% vào tháng 4 năm 2008 lên 14.5% vào tháng 10 năm 2008. Việc áp dụng chính sách tiền tệ thắt chặt với các biện pháp mạnh và quyết liệt đã làm cho các Ngân hàng thương mại thiếu hụt tiền mặt phải đẩy lãi suất huy động lên cao. Lãi suất huy động tăng cao đã làm cho các nhà đầu tư rời bỏ thị trường chứng khoán, gửi tiền vào ngân hàng vừa có lợi nhuận cao, vừa an tồn. Điều này góp phần làm cho chỉ số VN – Index và HN – Index liên tục giảm.
(Nguồn: vndirect.com.vn) (Nguồn: stox.vn) Hình 4.2 Diễn biến thị trường chứng khoán và lãi suất huy động năm 2008
0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 20 08 Ma r 20 08 Ap r 20 08 Ma y 20 08 J u n 20 08 J u l 20 08 Au g 20 08 Se p 20 08 Oct 20 08 N o v 20 08 De c
4.1.2 Tác động của chính sách nới lỏng tiền tệ (giảm lãi suất) cuối năm 2008 đầu năm 2009 đến thị trường chứng khoán 2008 đầu năm 2009 đến thị trường chứng khốn
Đến những tháng cuối năm 2008, chính sách tiền tệ định hướng thắt chặt và linh hoạt nửa đầu năm 2008 chuyển dần sang nới lỏng để đối phó với cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu. Kể từ tháng 9/2008, Ngân hàng Nhà nước đã liên tục cắt giảm lãi suất cơ bản, từ 14%/năm xuống còn 8,5% trong tháng 12/2008. Cùng với việc cắt giảm lãi suất cơ bản, lãi suất thị trường mở cũng liên tục giảm xuống, từ 14.5% vào tháng 10/2008 giảm còn 6.5% vào tháng 04 năm 2009. Tuy nhiên các chính sách kinh tế ln có độ trễ trong việc tác động đến các chủ thể trong nền kinh tế. Do đó phải đến cuối quý 1 năm 2009 thị trường chứng khoán mới bắt đầu tăng điểm trở lại, chấm dứt giai đoạn đi xuống liên tiếp từ cuối năm 2007. Chỉ số VN – Index đã đạt định 633 điểm vào ngày 23/10/2009.
(Nguồn số liệu: vndirect.com.vn) (Nguồn số liệu: sbv.gov.vn) Hình 4.3 Diễn biến thị trường chứng khốn và tình hình lãi suất năm 2009
0 2 4 6 8 10 12 14 16 Se p -08 Oct- 08 N o v- 08 De c- 0 8 Jan -09 Fe b -09 Ma r- 09 Ap r- 09 Lãi suất
Lãi suất cơ bản
Sau khi đạt đỉnh, chỉ số VN – Index bắt đầu đảo chiều. Nguyên nhân là do chính sách tiền tệ nới lỏng vào cuối năm 2008 và những tháng đầu năm 2009 bắt đầu chuyển dần sang thắt chặt vào những tháng cuối năm 2009. Bởi việc áp dụng chính sách nới lỏng tiền tệ kéo dài đã khiến cho lượng cung tiền trong lưu thông tăng đột biến, kéo theo sự gia tăng giá cả hàng hóa. Bên cạnh đó, tăng trưởng tín dụng tính đến cuối tháng 11 là 36%. Chính phủ bắt đầu lo ngại áp lực lạm phát sẽ tăng mạnh vào những tháng cuối năm 2009 và lan sang 2010. Do đó, lãi suất được điều chỉnh tăng nhẹ. Ngân hàng Nhà nước tăng lãi suất cơ bản lên 8%/năm. Lãi suất thị trường mở cũng tăng từ 6.5% lên 8%. Động thái thắt chặt tiền tệ của Ngân hàng Nhà nước đã có có tác động tiêu cực đến thị trường chứng khoán. Thị trường bắt đầu chuỗi ngày giảm điểm.
4.1.3 Tác động của chính sách thắt chặt tiền tệ (tăng lãi suất) năm 2011 đến thị trường chứng khoán đến thị trường chứng khoán
Sang năm 2010, chính sách tiền tệ có xu hướng không nhất quán. Những tháng đầu năm 2010, Ngân hàng Nhà nước tiếp tục chính sách tiền tệ thắt chặt. Tuy nhiên, để giải quyết tình trạng tiếp cận nguồn vốn khó khăn của các doanh nghiệp, Ngân hàng Nhà nước bắt đầu nới lỏng chính sách tiền tệ khi mà lạm phát có dấu hiệu suy giảm. Nhưng áp lực lạm phát vào những tháng cuối năm có dấu hiệu tăng cao nên Ngân hàng Nhà nước lại tiếp thắt chặt tiền tệ. Sự không nhất quán trong chính sách tiền tệ đã làm cho thị trường chứng khốn năm 2010 khơng có nhiều khởi sắc.
Bước sang năm 2011, nền kinh tế toàn cầu bắt đầu phục hồi nhưng cịn nhiều khó khăn, tác động tiêu cực đến tình hình kinh tế trong nước. Do đó, Ngân