Chƣơng 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Phân tích định lượng mối quan hệ giữa cấu trúc tài chính, tỷ giá và giá
4.2.2. Phân tích đồng liên kết
Để xem giữa Cấu trúc tài chính, Tỷ giá và Giá chứng khốn có tồn tại trạng thái cân bằng dài hạn hay không, như chương 3 đã đề cập tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết Johansen tổng quát bằng phần mềm Eview và kết quả thu được tổng hợp như sau:
Bảng 4.4: Kết quả phân tích đồng liên kết Johansen cho Cấu trúc tài chính, Tỷ giá và Giá chứng khốn
Lag = 0
Data Trend: None None Linear Linear Quadratic Test Type
No
Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Trace 1 1 0 0 1
Max-Eig 1 1 0 0 0
*Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999) Lag = 1
Data Trend: None None Linear Linear Quadratic Test Type
No
Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Trace 0 0 0 0 1
Nguồn: tính tốn từ Eview
Kết quả phân tích cho thấy giữa Cấu trúc tài chính, Tỷ giá và Giá chứng khốn có tồn tại trạng thái cân bằng dài hạn ở mức 0 trễ (lag = 0) một cách tin cậy ở dạng khơng có hệ số chặn (No Intercept )và khơng xu hướng (No Trend); có hệ số chặn (Intercept) và khơng xu hướng (No Trend) cũng như ở dạng phi tuyến (Quadratic). Với mức lag = 1 hầu như không tồn tại trạng thái cân bằng dài hạn ngoại trừ phương án dạng phi tuyến (Quadratic).
Như vậy tổng hợp kết quả phân tích đồng liên kết cho thấy có cơ sở để nhận định giữa: Cấu trúc tài chính, Tỷ giá và Giá chứng khốn là có tồn tại trạng thái cân bằng trong dài hạn ở dạng phi tuyến với mức trễ (lag) = 0, là có độ tin cậy và có thể sử dụng kết quả này trong nhận định mối quan hệ này. Cụ thể trạng thái dài hạn này được biểu diễn như sau:
Bảng 4.5: Kết quả biểu diễn mối quan hệ cân bằng dài hạn
D(FS) = - 0.547667059609*( FS(-1) - 4.68106250279e-05*EX(-1) - 0.000385785471583*VNINDEX(-1) - 0.0493256421298*@TREND(01) + 0.373173448296 ) + 0.0518807648607 + 0.00655347482935*@TREND(01) D(EX) = 3045.91606373*( FS(-1) - 4.68106250279e-05*EX(-1) - 0.000385785471583*VNINDEX(-1) - 0.0493256421298*@TREND(01) + 0.373173448296 ) + 289.375 + 26.1654411765*@TREND(01) D(VNINDEX) = - 615.59952143*( FS(-1) - 4.68106250279e-05*EX(-1) - 0.000385785471583*VNINDEX(-1) - 0.0493256421298*@TREND(01) + 0.373173448296 ) - 8.6215 + 6.52047058824*@TREND(01) Nguồn: tính tốn từ Eview Từ bảng này, tác giả có các mơ tả, nhận xét như sau:
- Phần bôi xanh trong bảng trên là phần thể hiện trạng thái cân bằng bằng dài hạn của 3 biến Cấu trúc tài chính , Tỷ giá và Giá chứng khốn , và các hệ số trong đó cho biết mối quan hệ và chiều hướng của các biến trong trạng thái cân bằng dài hạn với nhau.
- Phần cịn lại của các phương trình biểu diễn mối quan hệ ngắn hạn của các biến trên trong mối quan hệ với cân bằng dài hạn
- Hệ số nhân bên ngồi dấu ngoặc của khu vực được bơi xanh chính là hệ số đồng liên kết phản ánh trạng thái cân bằng dài hạn và các biến động về trạng thái ngắn hạn. Dấu trừ của hệ số ở phương trình D(FS) và D(VNINDEX) cho biết khi có các tác nhân gây ra biến động thì Cấu trúc tài chính sẽ có xu hướng sẽ điều chỉnh để quay về trạng thái cân bằng mới. Còn Dấu cộng ở phương trình D(EX) và cho thấy khi có biến động biến này có xu hướng thiết lập trạng thái cao hơn.
4.2.3. Phân tích hồi quy VAR
Để tiếp tục phân tích mối quan hệ giữa cấu trúc tài chính, tỷ giá và giá chứng khốn theo như lý thuyết tại chương 3 và các bước phân tích ở trên, tác giả tiến hành lấy sai phân cấp 1 của các biến nghiên cứu này và tiến hành hồi quy VAR với 1 bước trễ. Kết quả cụ thể như sau:
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy mơ hình VAR
Vector Autoregression Estimates Date: 10/12/18 Time: 16:04 Sample (adjusted): 2003 2017
Included observations: 15 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
D(FS) D(EX) D(VNINDEX) D(FS(-1)) -0.319778 3006.016 -814.4356 (0.45390) (924.122) (521.516) [-0.70451] [ 3.25283] [-1.56167] D(EX(-1)) -0.000105 0.535299 -0.083853 (0.00010) (0.20586) (0.11618) [-1.04164] [ 2.60025] [-0.72177] D(VNINDEX(-1)) -5.60E-05 -1.640489 0.271753 (0.00035) (0.71699) (0.40462) [-0.15903] [-2.28803] [ 0.67162] C 0.195091 27.28615 159.5997
(0.08577) (174.626) (98.5477) [ 2.27456] [ 0.15626] [ 1.61952] R-squared 0.144449 0.575131 0.206961 Adj. R-squared -0.088883 0.459258 -0.009322 Sum sq. resids 0.446643 1851386. 589621.8 S.E. equation 0.201504 410.2533 231.5210 F-statistic 0.619072 4.963448 0.956900 Log likelihood 5.071270 -109.2095 -100.6280 Akaike AIC -0.142836 15.09461 13.95040 Schwarz SC 0.045977 15.28342 14.13921 Mean dependent 0.111324 517.7000 53.39400 S.D. dependent 0.193105 557.9008 230.4494 Determinant resid covariance (dof adj.) 1.47E+08
Determinant resid covariance 57791536
Log likelihood -197.8949
Akaike information criterion 27.98598
Schwarz criterion 28.55242
Nguồn: tính tốn từ Eview Để xem xét mối quan hệ nhân quả giữa cấu trúc tài chính, tỷ giá và giá chứng khốn trong mơ hình VAR có độ tin cậy hay không, tác giả sử dụng kiểm định Pairwise Granger Causality cho các bước trễ từ 0 tới 1 với cặp giả thiết Ho/H1 và kết quả như dưới đây với mức ý nghĩa α = 1, 5, 10%:
- Ho: Biến A là khơng có tác động nhân quả tới biến B
- H1: Biến A là có tác động nhân quả tới biến B (A và B lần lượt là các biến FS, EX, VNINDEX)
Được tính tốn chi tiết tại phụ lục và cụ thể kết quả như bảng tổng hợp sau :
Bảng 4.7: Tổng hợp kiểm định nhân quả
Null Hypothesis: F_Sta Prob. Kết luận Lags: 0
EX does not Granger Cause FS 0.6651 0.535 Không tác động nhân quả FS does not Granger Cause EX 5.5433 0.024 Có tác động nhân quả VNINDEX does not Granger Cause FS 0.0856 0.918 Không tác động nhân quả FS does not Granger Cause VNINDEX 0.8337 0.462 Không tác động nhân quả VNINDEX does not Granger Cause EX 0.3490 0.713 Không tác động nhân quả
EX does not Granger Cause VNINDEX 1.1595 0.352 Không tác động nhân quả Lags: 1
EX does not Granger Cause FS 0.9772 0.340 Không tác động nhân quả FS does not Granger Cause EX 12.828 0.003 Có tác động nhân quả VNINDEX does not Granger Cause FS 0.0238 0.879 Không tác động nhân quả FS does not Granger Cause VNINDEX 0.7301 0.408 Không tác động nhân quả VNINDEX does not Granger Cause EX 0.1823 0.676 Không tác động nhân quả EX does not Granger Cause VNINDEX 2.0559 0.175 Không tác động nhân quả
Nguồn: tính tốn từ Eview
Kết quả phân tích nhân quả cho thấy giữa ba biến nghiên cứu Cấu trúc tài chính, tỷ giá, và giá chứng khốn thì phần lớn các cặp quan hệ được tạo giữa 3 biến trong kỳ nghiên cứu hoặc được xem xét lùi 1 kỳ đều hầu như khơng có quan hệ nhân quả. Biểu hiện là các giá trị Pvalue của các cặp quan hệ này đều > mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% dẫn tới chấp nhận giả thuyết Ho: tức khơng có quan hệ nhân quả. Tuy nhiên giữa cấu trúc tài chính và tỷ giá là có quan hệ nhân quả ngay trong kỳ nghiên cứu hoặc xem xét lùi 1 kỳ theo hướng Cấu trúc tài chính có tác động tới tỷ giá, biểu hiện là cặp quan hệ FS – EX có Pvalue < mức ý nghĩa 5% và 10% dẫn tới bác bỏ Ho và chấp nhận H1: tức là có quan hệ nhân quả; nhưng lưu ý là ở chiều ngược lại tức là tỷ giá tác động nhân quả lên Cấu trúc tài chính là khơng tồn tại quan hệ nhân quả.
Như vậy kết quả kiểm định nhân quả Granger cho mơ hình VAR ước lượng nêu trên đã cho thấy: Có tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa Cấu trúc tài chính và Tỷ giá, hay nói cách khác FS có ảnh hưởng tới EX theo phường trình VAR sau: D(EX) = 3006.017*D(FS(-1)) + 0.535*D(EX(-1)) - 1.640*D(VNINDEX(-1)) + 27.286. Mối quan hệ này là quan hệ cùng chiều với mức độ tác động là 3006.017 đơn vị.
Ngoài ra các mối quan hệ khác giữa các cặp FS – VNINDEX; VNINDEX – FS; EX – FS; EX – VNINDEX; VNINDEX – EX là đều khơng có ý nghĩa khi tiến hành kiểm định nhân quả Granger, nên khơng có ý nghĩa thống kê để kết luận trong mơ hình VAR.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
5.1. Kết luận nghiên cứu
Như vậy với bộ dữ liệu thu thập về Cấu trúc tài chính (FS), Tỷ giá (cặp VNĐ/USD) và Giá chứng khoán (chỉ số VNINDEX) trong giai đoạn từ năm 2001 đến 2017, bài nghiên cứu đã tiến hành phân tích dữ liệu theo một quy trình nghiên cứu khoa học và tuần tự từ: thống kê mơ tả, phân tích tương quan, phân tích tính dừng, phân tích đồng liên kết, hồi quy VAR và kiểm định nhân quả. Thơng qua q trình nghiên cứu, bài viết đã thu nhận được các kết quả nghiên cứu chính và được tóm lược như sau:
5.1.1. Các kết luận và bình luận chung về Cấu trúc tài chính (FS), Tỷ giá (cặp VNĐ/USD) và Giá chứng khoán (chỉ số VNINDEX) VNĐ/USD) và Giá chứng khoán (chỉ số VNINDEX)
- Cấu trúc tài chính của Việt Nam đang trong xu thế tăng khá mạnh về mặt giá trị và cho tới nay đã gấp 2.12 lần so với GDP danh nghĩa. Trong thời kỳ đầu cấu trúc tài chính chủ yếu phản ánh tài sản thật, quy mơ tín dụng ngân hàng và vốn thơng qua thị trường chứng khốn là rất khiêm tốn, trong thời kỳ đầu vai trị của tín dụng trong cấu trúc tài chính là rất lớn. Tuy nhiên cho tới nay, với sự phát triển của nền kinh tế thì cấu trúc tài chính phản ánh tài sản tài chính là chủ yếu, nó cho thấy quy mơ tín dụng và quy mơ thị trường chứng khốn đã gia tăng rất mạnh và vượt GDP nhiều lần. Về mặt thực tế điều này hoàn toàn hợp lý, khi mà nền kinh tế phát triển, quy mô nền kinh tế lớn hơn thì cần nhiều nguồn lực tham gia vào q trình tăng trưởng và khi đó các dịng vốn gián tiếp qua thị trường chứng khoán và vốn vay ngân hàng được thúc đẩy rất mạnh.
- Cấu trúc tài chính của Việt Nam này càng trở nên rủi ro hơn, biến động mạnh hơn và nhạy cảm hơn với các tác động từ nền kinh tế thế giới như diễn biến thị trường chứng khoán quốc tế, giá dầu, lãi suất FED, cuộc chiến thương mại giữa các nước lớn… và các biến động chính trị trên thế giới, cũng như các diễn biến của nền kinh tế trong nước. Biểu hiện rõ ràng nhất của điều này là vai trị của dịng vốn
từ thị trường chứng khốn ngày càng gia tăng và đóng góp khá lớn vào cấu trúc tài chính; đồng thời xu hướng vốn tín dụng ngân hàng ngày càng giảm theo thời gian trong tương lai (mặc dù hiện tại vốn tín dụng ngân hàng vẫn có quy mơ lớn trong FS và cao hơn GDP)
- Việc thay đổi dần vai trị của thị trường vốn (thơng qua thị trường chứng khốn) và thị trường tiền tệ (thơng qua tín dụng ngân hàng) được biểu hiện thơng qua 2 chỉ tiêu: tỷ số giữa vốn hóa thị trường chứng khốn và tín dụng ngân hàng ngày càng gia tăng; và các tỷ số vốn hóa thị trường chứng khoán so GDP danh nghĩa gia tăng. Tín hiệu thay đổi này là hồn tồn phù hợp với chủ trương lớn của Chính phủ khi muốn phát triển mạnh thị trường vốn; giảm dần sự phụ thuộc vào tín dụng ngân hàng.
GDP danh nghĩa cũng trong xu thế tăng dần về mặt quy mơ và có tốc độ tăng trưởng bình qn năm trong cả thời kỳ là 11.8% là mức khá cao so với khu vực và trên thế giới.
- Cặp tỷ giá VNĐ/ USD ln trong xu thế tăng (có nghĩa VNĐ bị giảm giá so với USD) trong suốt q trình nghiên cứu và có những năm như 2011 VNĐ bị phá giá rất mạnh nhằm bù đắp cho các thiếu hụt về ngoại tệ và các vấn đề mất cân đối vĩ mô của nền kinh tế. Nhìn chung trong dài hạn xu thế của cặp VNĐ/ USD là tăng (hay nói cách khác VNĐ bị giảm giá dần), đây là chính sách điều hành của Chính phủ và NHNN trong việc cân đối các nguồn lực của quốc gia, ổn định vĩ mơ và kích thích xuất khẩu.
- Giá chứng khốn được đo lường thơng qua chỉ số VNINDEX cho thấy các biến động thăng trầm, lên, xuống liên tục chia làm nhiều giai đoạn kéo dài của thị trường chứng khoán từ mức điểm 235.4 năm 2001 lên tới 984.24 vào cuối năm 2017. Những diễn biến đó cho thấy dịng vốn vào thị trường chứng khốn là cần có thời gian tích lũy và đi kèm với sự phát triển của nền kinh tế, các tín hiệu vĩ mơ; đồng thời cũng cho thấy dòng vốn lúc vào là vào khá nhanh; nhưng lúc rút ra cũng khá nhanh gây ra các biến động lớn và gây ra các hệ quả to lớn cho nền kinh tế, xã hội và chắc chắn có ảnh hưởng tới cấu trúc tài chính.
5.1.2. Các kết luận và bình luận về mối quan hệ giữa Cấu trúc tài chính (FS), Tỷ giá (cặp VNĐ/USD) và Giá chứng khoán (chỉ số VNINDEX) giá (cặp VNĐ/USD) và Giá chứng khoán (chỉ số VNINDEX)
Kết quả nghiên cứu định lượng mối quan hệ giữa các yếu tố Cấu trúc tài chính, tỷ giá và Giá chứng khoán đã cho thấy:
- Xét về mặt dài hạn là tồn tại một trạng thái cân bằng giữa các yếu tố Cấu trúc tài chính, tỷ giá và Giá chứng khốn, và đã được lượng hóa thơng qua phương pháp phân tích đồng liên kết với kết quả biểu diễn như sau: D(FS) = - 0.547*( FS(- 1) - 4.681e-05*EX(-1) - 0.00038*VNINDEX(-1) - 0.049*@TREND(01) + 0.373) + 0.0518 + 0.0065*@TREND(01). Đây là trạng thái cân bằng theo biến động phi tuyến với hệ số điều chỉnh là – 0.547; hay tốc độ điều chỉnh là 1/ 0.547 = 1.828 năm. Trạng thái này cho biết, khi có các tác động, các cú sốc nội sinh tức là các cú sốc do các tác động bên trong của nền kinh tế Việt Nam; hay ngoại sinh tức là cú sốc do các tác động từ bên ngoài Việt Nam vào nền kinh tế. Khi đó với tác động của các cú sốc thì sẽ khiến trạng thái cân bằng dài hạn cơ bản sẽ bị phá vỡ và tạo ra các biến động trong ngắn hạn theo phương trình D(FS) = 0.0518 + 0.0065*@TREND(01), các biến động này cũng đã được thể hiện trong phương trình nêu trên ở phần ngồi dấu ngoặc và sau một thời gian cần thiết với các biến động trong ngắn hạn dần dần các yếu tố thiết lập - trở về trạng thái cân bằng trong dài hạn là 1.828 năm.
- Mơ hình VAR cũng đã cho thấy trong các khoảng thời gian hiện tại thì giữa phần lớn các yếu tố cấu trúc tài chính, tỷ giá, giá chứng khốn khó có các thiết lập mối quan hệ nhân quả với nhau ngoại trừ cặp FS – EX, với FS đóng vai trị là tác nhân và EX là kết quả, và chiều hướng của tác động là “+”.
Như vậy về mặt thực tiễn kết quả này hoàn toàn phù hợp và đã được chứng minh khi mà FS trong xu thế tăng và kéo theo đó EX cũng trong một xu thế tăng tương ứng. Về mặt lý luận thì các biến động trong cấu trúc vốn đã tạo ra sự truyền dẫn vào tỷ giá và tạo ra sự giảm giá VNĐ theo thời gian. Nguyên nhân là do: (1) Khi giá chứng khoán biến động tăng, giảm mạnh trong ngắn hạn và trong xu thế tăng dài hạn sẽ thúc đẩy Cấu trúc tài chính kinh tế gia tăng, (2) kéo theo tín dụng cá
nhân tăng đi kèm, (3) Khi quy mô tăng mức độ nhất định sẽ dẫn tới các rủi ro như khủng hoảng và kéo theo làn sóng bán dần dần và đỉnh điểm là bán tháo chứng khốn và rút vốn, từ đó khiến đồng nội tệ bị giảm giá.
Kết quả này là phù hợp với các nghiên cứu của Min (2007), Ortiz và Solis (1979), Kopcke (1988), Almazan và cộng sự (2008), Castroa và cộng sự (2015) Một sự gia tăng trong giá chứng khoán sẽ thu hút các nhà đầu tư nước ngồi, do đó tỷ giá sẽ đối diện với áp lực tăng giá.
Ngoài ra, kết quả nghiên cứu này cũng chưa chứng minh được các kết quả và giả thuyết của các nhà nghiên cứu đi trước như: Cornell (1983); Wolff (1988), Canova và De Nicolo (1995); Roll (1992); Schwert (1990) về việc Tỷ giá tác động tới giá chứng khoán, hay Giá chứng khoán tác động tới Tỷ giá .
5.2. Hạn chế và hƣớng nghiên cứu tiếp theo
Mặc dù đã tuân thủ quy trình nghiên cứu khoa học tuy nhiên đề tài nghiên cứu của tác giả vẫn có các hạn chế như sau:
- Quy mô mẫu nghiên cứu là khá nhỏ, dẫn tới chưa phản ánh hết các bản chất của nền kinh tế và các yếu tố nghiên cứu, đồng thời khiến cho độ tin cậy của các kết quả kém đi.
- Hạn chế trong việc tiếp cận, thu thập các thông tin nghiên cứu, nhất là các diễn biến theo quý hoặc tháng trong giai đoạn nghiên cứu.
- Việc ghi chép, lưu trữ các số liệu vĩ mơ của Việt Nam cịn nhiều hạn chế khiến cho quá trình nghiên cứu chịu hệ quả kéo theo của việc này.
- Việc ứng dụng các mơ hình kinh tế lượng, các kỹ thuật xử lý mơ hình là