Dữ liệu Giá trị t Pvalue Kết luận Trật tự dừng
LogVNI -2.463882 0.1267 Khơng có cơ sở bác bỏ H0
D(logVNI) -7.430005*** 0.0000 Bác bỏ H0 I(1)
LogHNX -1.516733 0.5199 Khơng có cơ sở bác bỏ H0
D(logHNX) -6.256782*** 0.00000 Bác bỏ H0 I(1)
Logexr 1.086797 0.9973 Khơng có cơ sở bác bỏ H0
D(Logexr) -11.76389*** 0.0000 Bác bỏ H0 I(1)
LogGds -0.061393 0.9502 Khơng có cơ sở bác bỏ H0 D(logGds) -2.005637 0.2842 Khơng có cơ sở bác bỏ H0
D(logGds,2) -18.28145*** 0.0000 Bác bỏ H0 I(2)
Inf -3.124217** 0.0271 Bác bỏ H0 I(0)
Tbr -1.253930 0.6496 Khơng có cơ sở bác bỏ H0
D(Tbr) -11.42390*** 0.0000 Bác bỏ H0 I(1)
Ghi chú: ***, **, * được hiểu là bác bỏ giả thuyết H0 (chuỗi không dừng) ở các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Như vậy: logariths của VNI, logariths của HNX, logariths của Exr, logariths của Tbr dừng ở sai phân bậc 1, logariths của GDS dừng ở sai phân bậc 2, lạm phát Inf dừng ở nguyên phân.
4.2.3 Kiểm định đồng liên kết
Tiếp theo, tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết để xem xét phương trình 3 và 4 có tồn tại mối cân bằng trong dài hạn hay không, phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư được tạo ra từ phương trình 3 và 4 để kiểm tra tính dừng của các phần dư này, và kết quả được thể hiện ở bảng dưới đây:
Bảng 4.5: Kết quả ADF của phần dư tạo ra từ phương trình (3)
Biến ADF test Pvalue Kết luận
Phần dư -3.353992** 0.0144 Bác bỏ H0
Notes: VNI là biến phụ thuộc; ** bác bỏ H0 tại mức ý nghĩa 5%, phần dư dừng I(0)
Bảng 4.6: Kết quả ADF của phần dư tạo ra từ phương trình (4)
Biến ADF test Pvalua Kết luận
Phần dư -2.450987 0.1316 Khơng có cơ sở bác bỏ H0 Notes: HNX là biến phụ thuộc, phần dư không dừng
Qua bảng 4.5 ta thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%, như vậy phần dư tạo ra từ phương trình 3 (phương trình VNI là biến phụ thuộc) là một chuỗi dừng. Như vậy, theo Enger and Granger (1987) các biến trong phương trình 3 là các chuỗi đồng liên kết, điều này có nghĩa phương trình 3 sẽ đạt đến cân bằng dài hạn, hay nói cách khác tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến nhân tố vĩ mô tỉ giá, lạm phát, lãi suất, tiết kiệm nội địa với chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Kết quả nghiên cứu này cũng phù hợp với nghiên cứu của Pal and Mittal (2011) về các nhân tố vĩ mô ảnh hưởng dài hạn đến thị trường Ấn độ và cũng đã được chứng minh bởi Adam và Tweneboath (2008) đã dự báo tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các yếu tố vĩ mô và TTCK Ghana trong khoảng thời gian từ 1991-2007.
Tuy nhiên, kiểm định ADF cho phần dư tạo ra từ phương trình 4 ở bảng 4.6 lại cho một kết quả khác, giá trị Pvaue=0.1316 >10%, vì vậy khơng có cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0, điều đó có nghĩa phần dư là một chuỗi khơng dừng, khơng có đồng liên kết trong phương trình 4 và vì thế khơng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến vĩ mô tỉ giá, lạm phát, lãi suất, tiết kiệm nội địa và chỉ số giá chứng khoán HNX-Index, đây là điểm khác nhau trong nghiên cứu giữa hai chỉ số chứng khốn.
4.2.4 Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM với VNI là biến phụ thuộc
Như vậy ở phương trình 3, giữa các biến tồn tại đồng liên kết, nghĩa là trong dài hạn phương trình 3 đạt trạng thái cân bằng, tuy nhiên trong ngắn hạn có thể mất cân bằng và vì thế sai số hay phần dư được tạo ra từ phương trình 3 được gọi là sai số cân bằng và có thể được sử dụng để liên hệ động thái ngắn hạn với giá trị dài hạn. Do phương trình 3 các biến chưa dừng, vì thế mơ hình chuyển về dạng sai phân để các chuỗi dừng và đưa thêm phần dư tạo ra từ phương trình 3, vì thế ta có được phương trình ngắn hạn ECM sau đây:
DLog VNIt = αo+α1DlogExrt +α2 D(logGdst,2)+α3Dbrt +α4Inft + δut-1+ εt (5) Trong đó ut-1 là phần dư được tạo ra từ phương trình 3 lấy ở 1 độ trễ trước đó. Nếu δut-1 khác khơng một cách có ý nghĩa thống kê thì trong ngắn hạn phương trình 3 khơng đạt trạng thái cân bằng, tuy nhiên trong dài hạn cân bằng, δ được kỳ vọng mang dấu âm, vì bản thân δ là hệ số điều chỉnh.
Tất cả các biến trong phương trình 5 đều dừng nên hồi quy theo phương pháp OLS và có bảng kết quả sau: