c. Kiểm định nghiệm đơn vị đối với tính dừng
3.4. Quy trình nghiên cứu:
Bài nghiên cứu này tìm hiểu mối liên hệ giữa sự thay đổi tỷ giá hối đoái và biến động giá thị trường chứng khoán, sử dụng dữ liệu hàng tháng về giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái cho thị trường Việt Nam từ tháng 08/2000 đến tháng 12/2014.
Bài nghiên cứu sử dụng các phương pháp như mô hình SAR (Simple AR), phương pháp nghiên cứu dựa vào mơ hình Vector tự hồi quy chuyển đổi Markov (MS-VAR) để phân biệt giữa hai chế độ cho giai đoạn biến động cao và giai đoạn biến động thấp của thị trường chứng khốn và mơ hình VAR để tìm mối quan hệ hai chiều của hai biến nghiên cứu.
Trong mơ hình MS-AR tác giả tìm kiếm có sự xuất hiện của hai chế độ khác nhau trong chuỗi dữ liệu. Chế độ đầu tiên tương xứng với trung bình cao và phương sai thấp và chế độ thứ hai là trung bình thấp và phương sai cao cho phép tính tốn riêng cho mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối trong thời kỳ bình ổn và khủng hoảng. Dựa vào mơ hình AR đơn giản để mô tả biến động của thị trường chứng khốn. Sau đó, bài nghiên cứu được mở rộng bằng việc sử dụng mơ hình MS- AR nhằm nghiên cứu mối liên kết động giữa thay đổi tỷ giá hối đoái và giá thị trường chứng khoán.
Chương 4 - Nội dung và kết quả nghiên cứu 4.1 Thống kê mô tả:
Bảng 4.1: Thống kê mơ tả sự thay đổi giá chứng khốn và tỷ giá hối đoái trong mẫu dữ liệu từ tháng 08/2000 – 12/2014
Số quan sát Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn Lớn nhất Nhỏ nhất Tỷ suất sinh lợi thị trường (Stock Return)
SR 173 0.0098 -0.0007 0.1067 0.3258 -0.3102
Thay đổi trong tỷ giá hối đoái (Exchange rate changes)
EX 173 0.0025 0.0012 0.0119 0.0655 -0.0587
Nguồn: Tính tốn của tác giả
a. Sự thay đổi của giá thị trường chứng khoán giai đoạn tháng 8/2000 – tháng 12/2014:
Sự thay đổi giá chứng khoán trong giai đoạn này là 0,98%/tháng với độ lệch chuẩn là 10,67%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 32,58% và thấp nhất là -31,02%; điều này cho thấy trong giai đoạn 2000-2014 thị trường chứng khốn ở Việt Nam có biến động lớn.
Nguyên nhân của sự biến động này có thể là do Việt Nam là thị trường chứng khoán mới thành lập, trong bản thân nó đã chất chứa những bất ổn, sự phát triển nóng cùng với cuộc khủng hoảng 2007-2008 xảy ra trên tồn thế giới cũng như hệ lụy của nó đã tác động đáng kể đến sự thay đổi của chỉ số VN-Index. Quan sát kỹ, ta có thể thấy được giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính, sự biến động trong thay đổi giá trái phiếu diễn biến mạnh. Để tìm hiểu liệu có sự khác biệt hay khơng, tác giả sẽ tìm bằng chứng chứng minh có sự khác biệt trước và sau khi xảy ra khủng hoảng tài chính.
-.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 .4 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14
Monthly change in VN-index from 08/2000 - 12/2014
Hình 4.1: Dữ liệu hàng tháng của sự thay đổi giá trên thị trường chứng khốn từ tháng 08/2000 – 12/2014
Nguồn: Tính tốn của tác giả
b. Sự thay đổi tỷ giá hối đoái từ tháng 08/2000 đến tháng 12/2014:
Sự thay đổi tỷ giá hối đoái trong giai đoạn này là 0,25%/tháng, độ lệch chuẩn là 1,19%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 6,55% và thấp nhất là -5,87%; điều này cho thấy trong giai đoạn 2000-2014tỷ giá hối đoái của Việt Nam đồng so với đô la Mỹ tương đối ổn định với độ biến động thấp. Cũng như sự thay đổi chỉ số giá trên thị trường chứng khoán HOSE, sự thay đổi tỷ giá hối đoái biến động mạnh trong giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính.
Nguyên nhân có thể là được giải thích do Việt Nam áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý. Tuy nhiên theo nhiều chuyên gia kinh tế thì Việt Nam đang theo đuổi tỷ giá quản lý chặt chẽ nên đã hạn chế được sự tác động của khủng hoảng tài chính năm 2007 – 2008. Năm 2008 được coi là năm mà tỷ giá bất ổn định nhất, khi mà tỷ giá được Ngân hàng Nhà nước nới biên độ 3 lần chỉ trong vòng 1 năm, cụ thể:
- Đầu tiên là vào tháng 2/2008, khi mà lượng kiều hối đổ về vào dịp tết nguyên đán đã khiến lượng USD trong hệ thống tăng cao. Khi đó ngân hàng nhà nước đang thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt nên đã khơng thu mua USD mà cho phép nới lỏng biên độ tỷ giá USD/VND từ 0,75%/năm lên 1%/năm trong ngày 10/03/2008.
- Tiếp đó vào 27/6/2008, Ngân hàng Nhà nước lại tiếp tục nới biên độ từ 1% lên +/-2% và kiểm soát chặt các bàn thu đổi ngoại tệ khi cơn sốt ngoại tệ tăng do nhu cầu sử dụng ngoại tệ của các doanh nghiệp xuất nhập khẩu tăng cao, cộng với tâm lý lo ngại khan hiếm USD do giới đầu cơ tung ra.
- Ngay sau đó, Ngân hàng Nhà nước đã can thiệp kịp thời vào thị trường ngoại hối khi công bố lượng dự trữ ngoại hối ở mức 20,7 tỷ USD nhằm phủ định tin đồn khan hiếm ngoại hối đưa tỷ giá chạm ngưỡng 19.500 VND.
-.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14
Monthly change in exchange rate from 08/2000 - 12/2014
Hình 4.2: Dữ liệu hàng tháng của sự thay đổi tỷ giá hối đoái từ tháng 08/2000 – 12/2014
4.2 Kiểm định điểm gãy trong chuỗi số liệu:
Dựa vào quan sát hai chuỗi số liệu sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái và giá cả thị trường chứng khoán từ tháng 08/2000 đến tháng 12/2014, tác giả nghi ngờ có sự thay đổi cấu trúc trong chuỗi dự liệu. Điều này có nghĩa là trong chuỗi dữ liệu tồn tại điểm gãy mà tại đó mối liên hệ giữa hai chuỗi số liệu bị thay đổi. Điều này có thể thấy khá rõ đối với chuỗi dữ liệu tỷ giá hối đoái, cụ thể trong giai đoạn trước và sau năm 2008.
Mặt khác, năm 2008 là năm xảy ra khủng hoảng tài chính thế giới nên càng củng cố thêm nghi ngờ về điểm gãy trong cấu trúc dữ liệu tại năm 2008.
Tác giả tiến hành thống kê điểm gãy dữ liệu bằng phương pháp Multiple breakpoints test (Kiểm định đa điểm gãy), ta có:
Bảng 4.2: Kiểm định tác động điểm gãy khủng hoảng tài chính đối với mẫu dữ liệu từ tháng 08/2000 – tháng 12/2014
Estimated break dates: 1: 2009M11
2: 2008M04, 2011M05
3: 2002M09, 2008M04, 2011M05
4: 2004M01, 2006M02, 2008M04, 2011M05
5: 2004M01, 2006M02, 2008M03, 2010M04, 2012M12
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bằng phương pháp Multiple breakpoints test, tác giả nhận thấy rằng điểm gãy xuất hiện nhiều lần tại thời điểm tháng 04/2008, cụ thể 2008M04, 2011M05 xuất hiện 3 lần, 2004M01, 2006M02 xuất hiện 2 lần…. Ta chọn thời điểm 2008M04 vì thời điểm này trùng khớp với thời điểm xảy ra khủng hoảng tài chính thế giới.
Bảng 4.3: Kiểm định tác động điểm gãy khủng hoảng tài chính đối với mẫu dữ liệu.
Chow BreakPoint Test
Điểm gãy F – Statistic P - Value
01/2008 2.3829* 0.0713 02/2008 2.5513* 0.0574 03/2008 2.8294** 0.0401 04/2008 3.4216** 0.0187 05/2008 3.1689** 0.0259 06/2008 3.0288** 0.0310 07/2008 2.4558* 0.0649 08/2008 2.1476* 0.0962 09/2008 2.0895 0.1036 10/2008 2.3629* 0.0731 11/2008 2.5128* 0.0603 12/2008 1.8157 0.1463
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Tác giả lần lượt chọn thời điểm hàng tháng để đưa vào kiểm định, kết quả tác giả nhận thấy tại thời điểm tháng 04/2008 có p-value thấp nhất, tương ứng với mức ý nghĩa cao nhất. Như vậy, qua kiểm định điểm gãy Chow chứng tỏ điểm gãy xảy ra tại thời điểm tháng 04/2008.
Qua hai phương pháp kiểm định, tác giả nhận thấy rằng kết quả bền vững qua các phương pháp khác nhau.
Do đó, tác giả khi phân tích dữ liệu sẽ chia làm hai giai đoạn khác nhau: giai đoạn trước khủng hoảng từ tháng 08/2000 đến tháng 03/2008 và giai đoạn sau khủng hoảng từ tháng 04/2008 đến tháng 12/2014.
Bảng 4.4: Thống kê mô tả các biến trong mẫu dữ liệu Số quan sát Trung bình Trung vị Độ lệch chuẩn nhất Lớn nhất Nhỏ Tỷ suất sinh lợi thị trường (Stock Return)
SR 173 0.0098 -0.0007 0.1067 0.3258 -0.3102
-trước 04/2008 92 0.0178 -0.0009 0.1209 0.3258 -0.3102
-sau 04/2008 81 0.0007 -0.0006 0.0877 0.2467 -0.2744
Thay đổi trong tỷ giá hối đoái (Exchange rate changes)
EX 173 0.0025 0.0012 0.0119 0.0655 -0.0587
-trước 04/2008 92 0.0014 0.0013 0.0111 0.0655 -0.0587
-sau 04/2008 81 0.0037 0.0010 0.0127 0.0451 -0.0474
Nguồn: Tính tốn của tác giả
* Nhận xét:
- Về sự thay đổi trên thị trường chứng khoán:
+ Giai đoạn trước tháng 03/2008 (giai đoạn trước khủng hoảng tài chính): sự thay đổi giá chứng khốn trong giai đoạn này là 1,78%/tháng với độ lệch chuẩn là 12,09%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 32,58% và thấp nhất là -31,02%; điều này cho thấy trong giai đoạn từ tháng 08/2000 – tháng 03/2008 thị trường chứng khoán ở Việt Nam tương đối ổn định với trung bình cao và biến động (độ lệch chuẩn) trên trung bình thấp.
+ Giai đoạn sau tháng 03/2008 (giai đoạn sau khủng hoảng tài chính): sự thay đổi giá chứng khoán trong giai đoạn này là 0,07%/tháng với độ lệch chuẩn là 8,77%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 24,67% và thấp nhất là -27,44%; điều này cho thấy trong giai đoạn từ tháng 04/2008 – tháng 12/2014 thị trường chứng khoán ở Việt Nam tương đối bất ổn do sự tác động của khủng hoảng tài chính với trung bình thấp và biến động (độ lệch chuẩn) trên trung bình cao hơn.
- Sự thay đổi tỷ giá hối đoái trong giai đoạn này là 0,25%/tháng, độ lệch chuẩn là 1,19%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 6,55% và thấp nhất là -5,87%; điều này cho thấy trong giai đoạn 2000-2014 tỷ giá hối đoái của Việt Nam đồng so với đô la Mỹ tương đối ổn định. Nguyên nhân có thể là do Việt Nam áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý, cụ thể:
+ Giai đoạn trước tháng 03/2008 (giai đoạn trước khủng hoảng tài chính): sự thay đổi tỷ giá hối đối trong giai đoạn này là 0,14%/tháng với độ lệch chuẩn là 0,13%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 6,55% và thấp nhất là -5,87%; điều này cho thấy trong giai đoạn từ tháng 08/2000 – tháng 03/2008 thị trường ngoại hối của Việt Nam ít biến động, tốc độ tăng tỷ giá thấp hơn so với giai đoạn sau khủng hoảng tài chính.
+ Giai đoạn sau tháng 03/2008 (giai đoạn sau khủng hoảng tài chính): sự thay đổi giá chứng khoán trong giai đoạn này là 0,37%/tháng với độ lệch chuẩn là 1,27%, khoảng biến thiên với mức cao nhất là 4,51% và thấp nhất là -4,74%; điều này cho thấy trong giai đoạn từ tháng 04/2008 – tháng 12/2014, tỷ giá VNĐ/USD tăng nhiều hơn so với giai đoạn trước khủng hoảng tài chính. Điều này được giải thích là sau một thời gian kiểm soát tỷ giá, những áp lực sau khủng hoảng tài chính, Ngân hàng Nhà nước nhận ra VNĐ/USD đang được định giá cao nên liên tục điều chỉnh theo tỷ giá gần với tỷ giá thực nên trong giai đoạn này tỷ giá tăng nhiều hơn so với giai đoạn trước khủng hoảng tài chính.
4.3 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu:
Bảng 4.5: Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test
Biến t - Statistic P - Value
Tỷ suất sinh lợi thị trường
SR -8.7468 0.0000
-trước 04/2008 -5.3775 0.0001
-sau 04/2008 -7.0362 0.0000
Thay đổi trong tỷ giá hối đoái
EX -18.4957 0.0000 -trước 04/2008 -9.5376 0.0000 -sau 04/2008 -12.1199 0.0001 Giá trị tới hạn t 1% level -4.1079 5% level -3.4816 10% level -3.1687
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu bằng phương pháp Augmented Dickey - Fuller Unit Root Test cho thấy chuỗi dữ liệu tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán (thay đổi trong giá thị trường chứng khoán) và sự thay đổi tỷ giá dừng (trong cả trường hợp chia thành hai giai đoạn trước và sau tháng 04/2008) với hệ số p-value nhỏ (từ 0.0000 - 0.0001), chứng tỏ độ tin cậy lớn với mức ý nghĩa 1%.
Như vậy, ta có thể dùng chuỗi dữ liệu trên để hồi quy, phân tích trong 3 trường hợp sau:
- Chạy mơ hình cho tồn dữ liệu mẫu.
- Chạy mơ hình cho giai đoạn từ tháng 08/2000 – 03/2008 (giai đoạn này tạm gọi là giai đoạn trước khủng hoảng).
- Chạy mơ hình cho giai đoạn từ tháng 04/2008 – 12/2004 (giai đoạn này tạm gọi là giai đoạn sau khủng hoảng).
4.4 Hồi quy dữ liệu:
4.4.1 Phân tích bằng mơ hình MS-AR: a. Phân tích tồn dữ liệu mẫu: a. Phân tích tồn dữ liệu mẫu:
Tác giả tiến hành hồi quy tồn bộ dữ liệu mẫu theo mơ hình S-AR (Simple Switching - AR Model) và mơ hình MS-AR (Markov Switching – AR), kết quả hồi quy dữ liệu mẫu trong cả giai đoạn từ tháng 08/2000 – 12/2014 như sau:
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mơ hình Simple Switching AR và Markov Switching AR cho toàn dữ liệu mẫu
Exchange Rate Switching - AR Model Markov Switching - AR Model
Coefficient P - value Coefficient P - value Const (regime 1) 0.0063** 0.0470 0.0062** 0.0401 Const (regime 2) 0.0008*** 0.0024 0.0008*** 0.0003 Log(Sigma)(regime 1) -3.8357*** 0.0000 -3.8660*** 0.0000 Log(Sigma)(regime 2) -6.2107*** 0.0000 -6.2443*** 0.0000 P1-c -0.9243*** 0.0001 P11-c 1.0267** 0.0134 P21-c -2.0736*** 0.0000 SR(regime 1) 0.0057 0.8224 0.0090529 0.7179 SR(regime 2) -0.0002 0.9181 -0.0002799 0.9336 P11 0.2841 0.7363 P22 0.7159 0.8883 D1 1.3968 3.7919 D2 3.5200 8.9534 Log Likelihood 643.0718 659.6807 Durbin Watson 2.6784 2.7468
* Nhận xét:
Qua hồi quy bằng 02 phương pháp S-AR (Simple Switching - AR Model) và mơ hình MS-AR (Markov Switching – AR), ta thấy các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa với với Log Likelihood cao (ở các mơ hình này thì hệ số Log Likelihood càng cao càng tốt), cụ thể Log Likelihood bằng 643.0718 trong mơ hình S-AR và 659.6807 trong mơ hình MS-AR. Như vậy, cả hai mơ hình này có thể dùng để giải thích ý nghĩa mối liên hệ giữa thay đổi giá chứng khoán và tỷ giá.
Tuy nhiên do hệ số Durbin Watson của 02 mơ hình lần lượt là 2.6784 và 2.7468 cao khiến tác giả nghi ngờ mơ hình này có hiện tượng tự tương quan (hệ số Durbin Watson nằm gần 2 thì mơ hình đó là tốt và đó là sự kỳ vọng mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan bậc 1).
Sau đó, tác giả sử dụng kỹ thuật lấy hồi quy bậc nhất để xử lý sự tự tương quan bằng 2 cách:
Cách 1: Tác giả lấy tự hồi quy bậc nhất không phân biệt chế độ (chạy chung cho mơ
hình MS-AR). Tác giả gọi mơ hình này là MS-AR adjustised 1.
Cách 2: Tác giả lấy tự hồi quy bậc nhất có phân biệt chế độ, mỗi chế độ tác giả hồi quy
một lần. Tác giả gọi mơ hình này là MS-AR adjustised 2.
Bảng 4.7: Kết quả ước lương mơ hình Markov Switching AR hiệu chỉnh cho toàn dữ liệu mẫu từ tháng 08/2000 - 12/2014
Exchange Rate MS - AR Adjusted 1 MS - AR Adjusted 2
Coefficient P - value Coefficient P - value
Const (regime 1) 0.0064** 0.0415 0.0063*** 0.0002
Const (regime 2) 0.0008*** 0.0004 0.0007*** 0.0005
AR1 0.0221 0.3347 Log(Sigma)(regime 1) -3.8568*** 0.0000 -4.0400*** 0.0000 Log(Sigma)(regime 2) -6.2460*** 0.0000 -6.2637*** 0.0000 P11-c 1.0732** 0.0120 1.0999*** 0.0097 P21-c -2.0826*** 0.0000 -2.0668*** 0.0000 SR(regime 1) 0.0066 0.8496 0.0167 0.3089 SR(regime 2) -0.0003 0.9023 -0.0002 0.8988 P11 0.7452 0.7502 P22 0.8892 0.8876 D1 3.9249 4.0039 D2 9.0250 8.8996 Log Likelihood 655.3635 664.3300 Durbin Watson 2.7770 1.9989
*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa thống kê 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả mơ hình MS-AR adjustised 1 có hệ số AR(1) khơng có ý nghĩa thống kê, mặc khác hệ số Durbin Watson vẫn cịn khá cao (2.7770), do đó mơ hình này vẫn chưa khắc