4.2 Kết quả nghiên cứu: 33
4.2.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết và mơ hình hiệu chỉnh sai số vector: 34
4.2.2.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết:
Như đã trình bày ở phần 4.2.1 về kiểm định nghiệm đơn vị, các biến được lựa
chọn đều dừng tại sai phân bậc 1 với mức ý nghĩa 1%. Mục đích chính của phần này là sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen để xác định xem có bao nhiêu tổ hợp tuyến tính của 9 biến quan sát là dừng. Nói cách khác, về mặt kinh tế nghĩa là tồn tại bao nhiêu mối quan hệ cân bằng trong dài hạn. Để thực hiện được điều này chúng ta sử
dụng hai kiểm định thống kê là kiểm định Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại. Trước khi thực hiện kiểm định Johansen, ta cần xác định độ trễ tối ưu nhằm tăng tính chính xác khi thực hiện kiểm định. Để làm được điều này, ta sẽ ước lượng mơ hình VAR với bậc trễ là 1 và tăng dần cho đến 12 (do dữ liệu nghiên cứu là dữ liệu tháng). Việc xác định độ trễ tối ưu được dựa vào giá trị thống kê AIC (Akaike information
criterion) trong bảng kết quả. Chạy eview cho từng độ trễ rồi so sánh AIC xem AIC ứng với độ trễ nào là nhỏ nhất thì đó là độ trễ tối ưu cần tìm.
Sau khi thực hiện các bước như trên, kết quả cho thấy, ta tìm được độ trễ tối ưu là 6 cho giai đoạn 1 và 4 cho giai đoạn 2. Sau đó, ta sẽ tiến hành chạy kiểm định đồng kết hợp Johansen với độ trễ tối ưu được xác định trước. Nếu kết quả kiểm định đồng liên
kết cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết thì có thể nói rằng ta đã thành cơng trong việc xác định được mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.
Kết quả của kiểm định đồng liên kết Johansen đối với các biến trong luận văn này
được trình bày ở bảng 4-3 bên dưới.
Bảng 4-3: Kết quả kiểm định đồng liên kết
GIAI ĐOẠN 1:
Date: 07/25/13 Time: 16:17 Sample (adjusted): 2001M02 2007M07 Included observations: 78 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: VNI1 CPI EX FDI GOLD IP M2 OIL TB Lags interval (in first differences): 1 to 6
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.956002 243.6411 58.43354 0.0000 At most 1 * 0.778316 117.5071 52.36261 0.0000 At most 2 * 0.674119 87.45542 46.23142 0.0000 At most 3 * 0.531122 59.07826 40.07757 0.0001 At most 4 * 0.472751 49.92647 33.87687 0.0003 At most 5 * 0.428571 43.65002 27.58434 0.0002 At most 6 0.153974 13.04202 21.13162 0.4484 At most 7 0.068846 5.563751 14.26460 0.6696 At most 8 0.032349 2.564942 3.841466 0.1093 Max-eigenvalue test indicates 6 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
VNI1 CPI EX FDI GOLD IP M2 OIL TB 1.000000 72.99379 0.029829 0.147484 0.000237-8.707073-0.007532 -0.184274-103.7801
(15.2904) (0.10174) (0.10919) (3.3E-05) (1.95136) (0.00108) (0.02618) (66.5722)
GIAI ĐOẠN 2:
Date: 07/25/13 Time: 16:21 Sample (adjusted): 2008M01 2013M03 Included observations: 63 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: VNI2 CPI EX FDI GOLD IP M2 OIL TB Lags interval (in first differences): 1 to 4 Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.912377 153.3872 58.43354 0.0000 At most 1 * 0.816171 106.7063 52.36261 0.0000 At most 2 * 0.733322 83.26801 46.23142 0.0000 At most 3 * 0.670362 69.91498 40.07757 0.0000 At most 4 * 0.510452 44.99913 33.87687 0.0016 At most 5 * 0.409794 33.21890 27.58434 0.0085 At most 6 0.279321 20.63635 21.13162 0.0585 At most 7 0.194264 13.60792 14.26460 0.0633 At most 8 * 0.091521 6.046980 3.841466 0.0139 Max-eigenvalue test indicates 6 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Normalized cointegrating
coefficients (standard error in parentheses)
VNI2 CPI EX FDI GOLD IP M2 OIL TB 1.000000 29.83987 0.170358 0.038668 -5.03E-05-25.55972-0.000471 -0.041337 -12.23343
(1.92926) (0.02430) (0.00582) (3.6E-06) (3.02319) (2.9E-05) (0.00667) (4.54300)
Như vậy, kiểm định Johansen ở kiểm định Maximum eigenvalue đã cho chúng ta kết quả là có 6 vector đồng liên kết hay 6 mối quan hệ đồng kết hợp cho cả hai giai
đoạn. Kết quả này dẫn đến kết luận là thực sự tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn
giữa các biến được lựa chọn trong mơ hình.
Cũng trong kiểm định đồng liên kết Johansen với độ trễ là 6, ta có được các hệ số
đồng liên kết của mơ hình, cụ thể:
Yt = (VNIt CPIt EXt FDIt GOLDt IPt M2t OILt TBt)
Ứng với hai giai đoạn, ta có vector đồng liên kết là β1 và β2.
β1 = (1, 72.99379, 0.029829, 0.147484, 0.000237, -8.707073, -0.007532, -
0.184274, -103.780.1)
β2 = (1, 29.83987, 0.170358, 0.038668, -5.03E-05, -25.55972, -0.000471, -
0.041337, -12.23343).
Các giá trị của β đại diện cho hệ số co giãn trong dài hạn của VNI, CPI, EX, FDI, GOLD, IP, M2, OIL và TB. Do đó, mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số kinh tế vĩ mô với chỉ số giá chứng khốn lúc này được viết theo phương trình như sau:
VNI1 = -72.99379CPI – 0.029829EX – 0.147484FDI – 0.000237GOLD + 8.707073IP + 0.007532M2 + 0.184274OIL + 103.7801TB (1)
VNI2 = -29.83987CPI – 0.170358EX – 0.038668FDI + 5.03E-05GOLD + 25.55972IP + 0.000471M2 + 0.041337OIL + 12.23343TB (2)
Hai phương trình đồng liên kết trên là mơ hình thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn tức là những ảnh hưởng mang tính ổn định của các biến số kinh tế vĩ mơ với thị
trường chứng khốn. Theo đó, ta thấy rằng, đối với giai đoạn 1 và giai đoạn 2, các biến CPI, EX, FDI cùng thể hiện mối quan hệ ngược chiều với chỉ số thị trường chứng khoán, các biến IP, M2, OIL và TB thể hiện mối quan hệ cùng chiều với thị trường chứng khốn. Khác biệt có biến giá vàng GOLD thể hiện tỷ lệ nghịch ở giai đoạn đầu và tỷ lệ thuận với thị trường chứng khoán ở giai đoạn sau.
Thứ nhất, biến CPI hay đại diện cho lạm phát của nền kinh tế tồn tại một mối quan hệ nghịch có ý nghĩa thống kê ở cả hai giai đoạn là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết kinh tế. Trong thời kỳ lạm phát cao, người ta nhận thấy rằng nền kinh tế đang
trong tình trạng bất ổn, kỳ vọng về nền kinh tế xấu đi. Lạm phát ảnh hưởng gián tiếp
đến thị trường chứng khốn thơng qua tác động đến tình hình sản xuất hàng hóa, dịch
vụ của các doanh nghiệp. Lạm phát tăng thường 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 khi người tiêu dùng tìm tới các sản phẩm thay thế. Kết quả là giá cổ phiếu của doanh nghiệp niêm yết trên thị trường bị ảnh hưởng theo hướng suy giảm với các mức độ khác nhau. Lạm phát tăng cao có thể làm lãi suất chung gia tăng do cơ quan quản lý triển khai chính sách thắt chặt tiền tệ. Điều này dẫn tới tỷ suất sinh lợi yêu cầu của các nhà đầu tư sẽ cao hơn nên suất chiết khấu sẽ cao hơn. Theo quan điểm nghịch biến giữa giá chứng khoán và tỷ suất chiết khấu, giá chứng khoán trên thị trường sẽ giảm xuống và để tránh rủi ro
này, nhà đầu tư nắm giữ chứng khốn có khuynh hướng bán ra. Hệ quả là thị trường chứng khoán bị ảnh hưởng tiêu cực. Sự biến động của lạm phát phản ánh được tình
hình chung của nền kinh tế, nghĩa là khi có sự tăng lên của giá cả hiện tại là tín hiệu cho những chính sách mang tính kinh tế trong tương lai nhằm điều chỉnh thị trường về trạng thái ổn định, ví dụ như động thái thắt chặt tiền tệ và do đó giá chứng khốn sẽ bị
ảnh hưởng. Xem xét hệ số co giãn của hai giai đoạn ta thấy rằng hệ số của giai đoạn 1
cao hơn giai đoạn 2 hay biến lạm phát trong giai đoạn 1 có sức ảnh hưởng tới VN-
index cao hơn. Điều này cho thấy rằng, ở giai đoạn 1, thị trường nhạy cảm hơn đối với những chính sách điều chỉnh lạm phát của chính phủ so với giai đoạn 2. Kết quả tác
động ngược chiều của lạm phát cũng được tìm thấy ở nhiều nghiên cứu của các tác giả
trước đây như Atsuyuki Naka (1998), Aktham Maghayereh (2001), Adel A. Al-
Sharkas (2004), Gagan Deep Sharma (2010), Dr. Aurangzeb (2010), Kleoniki K. Louli (2011), Pramod Kumar Naik (2012).
Thứ hai, biến tỷ giá hối đoái tác động ngược chiều với thị trường chứng khoán ở hai giai đoạn. Tuy nhiên, sự tác động là không đáng kể và hệ số cũng khơng có ý nghĩa thống kê. Tồn tại mối tương quan âm là do khi nội tệ mất giá (tỷ giá tăng) sẽ làm lạm phát kỳ vọng tăng lên. Các nhà đầu tư sẽ mất niềm tin về triển vọng của nền kinh tế
dẫn đến giảm cầu chứng khoán và giá chứng khốn sẽ giảm xuống. Tuy nhiên, hệ số
khơng có ý nghĩa thống kê cho thấy về dài hạn, tỷ giá hối đối khơng phải là một chỉ báo tốt cho biến động của chứng khốn tại Việt Nam. Có thể có một lý do là trong
ngắn hạn, tỷ giá sẽ có một sự tác động nhất định tới giá chứng khoán hơn là một sự tác
động trong dài hạn. Chúng ta sẽ chú ý quan sát khi xem xét các tác động liên quan tới
ngắn hạn ở những phần sau.
Biến thứ 3 có tác động nghịch chiều với chỉ số giá chứng khoán là đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI. Tuy nhiên, cũng như biến tỷ giá hối đoái, FDI tác động rất nhẹ tới thị trường chứng khoán và hệ số β cũng khơng có ý nghĩa thống kê. FDI có thể đóng góp vào thị trường chứng khốn bằng những kênh khác nhau. FDI mang đến cho nền
kinh tế nhiều vốn, tiền mặt để hoạt động sản xuất cùng với những chuyên gia nước
ngoài và những kiến thức, kinh nghiệm cần thiết để điều hành doanh nghiệp. Từ đó,
làm cho các ngành có vốn FDI càng phát triển về lợi nhuận, về doanh số… Điều này
làm tăng thu nhập mỗi cổ phần vốn là thứ mà các nhà đầu tư tìm kiếm bấy lâu. Nó cũng giúp sự tăng trưởng kinh tế vĩ mô như tăng GDP, giúp tăng tiêu chuẩn sống của người dân cao hơn nữa và có thể dẫn đến thu hút cả kênh đầu tư gián tiếp nước ngồi. Hay nói cách khác, về tổng thể, FDI tương quan dương với thị trường chứng khốn. Ngược lại, FDI có khuynh hướng lớn hơn ở những nước có rủi ro cao, tài chính chưa phát triển, và yếu kém về tổ chức quản lý (những nước này là những nước cần nguồn vốn FDI nhất). Theo quan điểm này, FDI là một sự thay thế của các nhà đầu tư nước ngoài để loại bỏ khó khăn từ việc đầu tư vào thị trường vốn vì nếu đầu tư vào thị
trường vốn thơng qua kênh đầu tư gián tiếp thì có thể quyền lợi của các cổ đông nước ngồi khơng được bảo vệ. Vì vậy, FDI có thể tương quan âm với thị trường chứng khoán.
Biến thứ tư là biến giá vàng trong nước. Biến này thể hiện sự khác biệt ở hai
giai đoạn chạy dữ liệu. Trong khi giá vàng trong nước ở giai đoạn 1 tỷ lệ nghịch với thị trường chứng khốn thì nó lại đảo chiều tỷ lệ thuận với thị trường chứng khoán khi
bước vào giai đoạn 2. Tác động thuận chiều hay nghịch chiều có thể được giải thích
bởi các ngun nhân sau. Thị trường vàng thường được hiểu là thị trường “thay thế” thị trường chứng khoán. Khi vàng được coi là kênh đầu tư có mức độ an tồn cao hơn
chứng khoán, người ta sẽ đầu tư vào vàng thay vì đầu tư vào chứng khốn nếu nền kinh tế xuất hiện những bất ổn khó dự báo và lường trước được. Như vậy, biến động của giá vàng và chứng khốn hiểu theo nghĩa này thì sẽ có sự tương quan ngược chiều nhau. Ngược lại, vàng và chứng khốn cũng có thể tương quan thuận chiều nhau. Điều này ít xảy ra hơn trường hợp đầu nhưng không phải là không xảy ra. Vàng và chứng khốn sẽ biến động cùng chiều nếu mọi người nhìn nhận chúng là hai kênh đầu tư “bổ sung”. Khi kinh tế gặp bất ổn, đồng tiền nằm trong tình trạng mất giá, giới đầu tư bắt đầu
dùng tiền để đầu tư vào các kênh đầu tư có suất sinh lợi cao hơn, mà điển hình là
chứng khoán và vàng. Hoặc là, khi nền kinh tế rơi vào suy thoái của giai đoạn 2, sản xuất kinh doanh đình trệ, các cơng ty phá sản, người ta trở nên nghèo hơn trước và khơng cịn q thiết tha với chứng khốn hay vàng nữa. Từ đó, vàng và chứng khoán biến động cùng chiều. Tuy nhiên, hệ số β được tìm thấy chỉ ra rằng, giá vàng không
phải là một biến tốt để chỉ báo thị trường chứng khốn vì nó khơng có ý nghĩa thống kê. Tương tự như các biến tỷ giá hối đối và FDI, có thể vàng chỉ tác động ngắn hạn tới chứng khốn mà thơi nên nó khơng thể hiện vai trị của mình trong phương trình cân bằng dài hạn. Ta sẽ tiến hành xem xét sâu hơn ở các phần sau.
Biến chỉ số sản xuất công nghiệp hay IP là biến đầu tiên cho kết quả quan hệ
cùng chiều có ý nghĩa thống kê với thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này cũng tương tự khi thực hiện bởi các tác giả trước đây như Ramin Cooper Maysami và cộng sự (2004) cho thị trường Singapore, Adel A. Al-Sharkas (2004) cho thị trường Jordan, Seyed Mehdi Hosseini và cộng sự (2011) cùng với Pramod Kumar Naik và cộng sự (2012) cho thị trường chứng khốn Ấn Độ. Chỉ số sản xuất cơng nghiệp được dùng như là đại diện cho mức hoạt động của nền kinh tế thực, hàm ý rằng một sự tăng lên trong giá trị sản xuất công nghiệp đồng nghĩa với nền kinh tế cũng tăng trưởng
theo. Khi nhìn vào sự tăng hay giảm chỉ số giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán ta thể rút ra kết luận về mức độ suy thoái hay tăng trưởng của một nền kinh tế. Trong thời kỳ nền kinh tế phát triển như giai đoạn 1, giá cả chứng khoán tăng cao, nguồn cung
ứng chứng khoán rất nhiều do các doanh nghiệp cần vốn phục vụ cho hoạt động sản
xuất kinh doanh của mình. Nhưng khi nền kinh tế suy thoái, các doanh nghiệp kinh doanh kém hiệu quả, gặp khó khăn về tài chính, lợi tức cổ phiếu giảm đi và chứng
khoán cũng bị mất giá nghiêm trọng. Điều này là do mọi sự thay đổi trong các hoạt
động kinh tế thực đều được phản ánh một cách đầy đủ và kịp thời vào giá chứng
khoán, khi giá chứng khoán thay đổi chứng tỏ đã có một sự thay đổi trong nền kinh tế. Vì vậy, biến chỉ số sản xuất cơng nghiệp có mối tương quan dương dài hạn với thị
trường chứng khoán ở cả hai giai đoạn là một điều hợp lý. Và một điều nữa là đối với giai đoạn về sau, chỉ số sản xuất cơng nghiệp có sự tương quan lớn hơn với chỉ số giá chứng khoán so với giai đoạn đầu. Đây là một minh chứng cho thấy, thị trường chứng khốn có sự di chuyển sát sao hơn với hoạt động của nền kinh tế.
Cung tiền M2 cũng có mối tương quan cùng chiều với thị trường chứng khốn nhưng hệ số khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mối tương quan thuận chiều có thể
được giải thích là do: Đối với thị trường chứng khốn, do hàng hóa trên thị trường này
là cổ phiếu của các công ty niêm yết nên thị trường chứng khoán là đại diện cho hoạt
động sản xuất kinh doanh của nền kinh tế. Do đó, giá cổ phiếu càng nhạy cảm hơn với
những biến động trong mức cung tiền. Khi chính phủ muốn kích thích nền kinh tế,
chính phủ có thể mở rộng tăng cung tiền. Khi đó, lãi suất sẽ giảm đi và tỷ lệ tăng
trưởng tín dụng cao thêm. Điều này kích thích các doanh nghiệp tăng cường đầu tư và mở rộng hoạt động, tìm kiếm cơ hội đầu tư để có lợi nhuận tốt hơn. Từ đó kích thích
gia tăng giá chứng khốn. Như vậy, cung tiền có tác động thuận chiều với giá chứng khốn. Tuy nhiên, do khơng có ý nghĩa về mặt thống kê nên biến cung tiền không phải