CHƯƠNG 4 : PHƯƠNG PHÁP, DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4 Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu
4.4.2.4 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu các biến thường bị bỏ qua trong các nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng. Tuy nhiên, với các mẫu dữ liệu có số thời
đoạn khá lớn hoặc tỉ lệ số thời đoạn/số cá thể (T/N) khá lớn, việc kiểm định tính
dừng của các chuỗi dữ liệu là cần thiết. Bởi vì, nếu có hiện tượng dữ liệu biến phụ thuộc và một biến độc lập nào đó khơng dừng đồng thời có cùng xu thế, mơ hình nghiên cứu có thể bị hiện tượng hồi quy giả mạo (spurious regression) (Baltagi, 1999). Với mẫu dữ liệu của nghiên cứu, số thời đoạn T = 69 khá lớn, việc kiểm định tính dừng của các biến là bắt buộc. Eviews 8 có hỗ trợ kiểm định tính dừng trên dữ liệu bảng. Đối với các biến độc lập, sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Levin, Lin, Chu (LLC) cho chuỗi dữ liệu riêng và kiểm định nghiệm đơn vị Im, Pesaran, Shin (IPS) cho chuỗi dữ liệu chung. Đối với biến phụ thuộc, vì kiểm định LLC chỉ áp
thời đoạn của bất kỳ cá thể - nên sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị Breitung cho chuỗi dữ liệu riêng và kiểm định nghiệm đơn vị Im, Pesaran, Shin (IPS) cho chuỗi
dữ liệu chung. Cặp giả thuyết kiểm định chung cho các kiểm định nói trên là:
H0: Chuỗi dữ liệu không dừng.
H1: Chuỗi dữ liệu dừng.
Kết quả kiểm định tính dừng của các biến được cho bởi bảng 4.8 và 4.9
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định tính dừng của biến phụ thuộc
Phương pháp kiểm định Giá trị thống kê P- value
Breitung -2,28918 0,0110
Im, Pesaran và Shin -2,33004 0,0099
(Nguồn: Phụ lục 7A)
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định tính dừng của các biến độc lập
Biến độc lập
Kiểm định LLC Kiểm định IPS
Giá trị thống kê P- value Giá trị thống kê P- value
LS -3.29308 0.0005 -1,37409 0,0847 Ln(TG) -3,04912 0,0011 -1,37776 0,0841 M2 -4.42410 0.0000 -2,85680 0,0021 IIP -10,8562 0,0000 -15,4060 0,0000 Ln(V) -3,66222 0,0001 -2,38389 0,0086 (Nguồn: Phụ lục 7B, 7C, 7D, 7E, 7F ) Giá trị P-value trong các kiểm định đều khá bé, nên giả thuyết H0 bị bác bỏ, giả thuyết H1 được chấp nhận, dữ liệu các biến trong mơ hình nghiên cứu là dừng. Cụ thể: Chuỗi dữ liệu riêng của các biến độc lập dừng ở mức ý nghĩa 1%, của biến phụ thuộc dừng ở mức ý nghĩa 5%. Chuỗi dữ liệu chung của các biến LS, Ln(TG)
dừng ở mức ý nghĩa 10%; của các biến M2, IIP, Ln(V) và biến phụ thuộc dừng ở
mức ý nghĩa 1%.
4.4.2.5 Khắc phục các khuyết điểm của mơ hình hồi quy
Mơ hình nghiên cứu mắc lỗi phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Các
bình phương nhỏ nhất tổng quát (General Least Squared, GLS). Phần mềm Eviews 8 có hỗ trợ phương pháp hồi quy EGLS cho dữ liệu bảng. Kết quả hồi quy mơ hình (4.1) bằng EGLS như sau:
it it it it it it i it Ln(P ) 3,8453 0, 0077LS 0,9470 Ln(TG ) 0,0055M2 0,0023IIP 0,3516 Ln(V ) Z u (4.2)
Ý nghĩa của kết quả ước lượng mơ hình (4.2):
Ý nghĩa các hệ số ước lượng và P-value: Hệ số chặn β1 = -3,8453 khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Đối với hầu hết các biến độc lập (trừ biến IIP), giá trị P-value ứng với kiểm định t khá nhỏ nên đều có tác động đến biến phụ thuộc. Cụ thể, biến Ln(TG) có tác động cùng chiều, M2 và Ln(V) có tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc Ln(P) với mức ý nghĩa 1%. Các kết quả này phù hợp với kết quả
ước lượng mơ hình (4.1). Riêng biến LS tác động ngược chiều đến biến phụ thuộc
với mức ý nghĩa 10%; đây là điểm khác biệt so với kết quả hồi quy mơ hình (4.1)
bằng cách sử dụng FEM. Hệ số xác định mơ hình R2=0,8151 cho thấy 81,51% sự
biến động của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập trong mơ hình. Giá trị p-value của thống kê F bằng 0,0000 cho thấy kết quả mơ hình có ý nghĩa ở mức 1%.
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy (4.1) bằng EGLS
Đơn vị tính: %
Biến độc lập Hệ số ước lượng Sai số chuẩn Thống kê t P - value
β1 -3,845342 2,970833 -1,294365 0,1961 LS -0,007682 0,003912 -1,963873 0,0501 Ln(TG) 0,947019 0,326774 2,898083 0,0039 M2 -0,005485 0,001388 -3,952744 0,0001 IIP 0,002349 0,001476 1,591042 0,1122 Ln(V) -0,351613 0,081312 -4,324215 0,0000 Các thống kê có trọng số R2 = 0,819546 R2 hiệu chỉnh =0,815111 Thống kê F =184,8074 P-value (thống kê F) =0,000000
4.5 Thảo luận kết quả nghiên cứu
Kết quả tính tốn bằng phương pháp hồi quy EGLS trên mơ hình định lượng (4.1) thu được kết quả:
it it it it it i it
Ln(P )3,8453 0,0077LS 0,9470ln(TG ) 0,0055M2 0,3516ln(V ) Z u (4.2)
Từ kết quả, nhận thấy nhân tố tỷ giá hối đối có tác động cùng chiều; các nhân tố lãi suất, cung tiền M2 và giá vàng trong nước có tác động ngược chiều đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2015.
- Nhân tố lãi suất (LS): Kết quả nghiên cứu về tác động ngược chiều của
nhân tố lãi suất phù hợp với kết quả nghiên cứu của Menike (2006), Khaled Hussainey, Le Khanh Ngoc (2009), Adaramola, A. Olugbenga (2011), A. Bhargava (2014). Lãi suất tiền gởi tăng 1% khiến giá trung bình của cổ phiếu các NHTMCP niêm yết giảm 0,0077%. Đây là một bằng chứng về việc dòng tiền vào thị trường cổ phiếu ngân hàng bị chia sẻ bởi các kênh huy động vốn từ các tổ chức tín dụng. Lãi suất tiền gởi cao thật sự có sức thu hút đối với nhà đầu tư; có lẽ vì tính ổn định, an
tồn của dịng tiền nhận được ở tương lai so với đầu tư vào cổ phiếu ngân hàng
trong giai đoạn 2010 – 2015, giai đoạn mà ngành ngân hàng đang phải đối diện với
nhiều cuộc cách mạng về lượng và chất.
- Nhân tố tỷ giá hối đoái (VND/USD): Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá
hối đoái VND/USD là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất; cũng là nhân tố duy nhất có ảnh hưởng cùng chiều đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam.
Khi các nhân tố khác khơng thay đổi, tỷ giá hối đối tăng 1% làm cho giá cổ phiếu
trung bình của các NHTMCP niêm yết tăng 0,9470% theo (4.2). Ảnh hưởng cùng
chiều này trái với các kết quả nghiên cứu trước tại các thị trường chứng khốn nước
ngồi như kết quả của Menike (2006), Adaramola và A. Olugbenga (2011), S. Saeed, N. Akhter (2012). Điều này có thể được giải thích như sau: Theo báo cáo thường niên của các NHTMCP niêm yết Việt Nam giai đoạn 2010 – 2015, thu nhập
từ hoạt động kinh doanh ngoại hối, hoạt động thanh toán quốc tế, tài trợ thương mại
khá lớn, doanh số tăng đều qua các năm, điển hình là tại các ngân hàng
hàng lớn như Vietcombank, Vietinbank, BIDV, Eximbank, ACB thường xuyên duy trì trạng thái ngoại tệ đối với USD là dương (tài sản có ngoại tệ lớn hơn tài sản nợ ngoại tệ, bao gồm cả nội và ngoại bảng), vì thế tỷ giá VND/USD với xu hướng tăng
trong giai đoạn 2010 – 2015 đã làm cho các ngân hàng này phát sinh lãi ngoại hối,
góp phần vào việc tăng lợi nhuận của ngân hàng. Điều đó đã thu hút sự chú ý hơn của nhà đầu tư vào cổ phiếu của ngân hàng và vì thế, cổ phiếu ngân hàng được đà
tăng giá trên thị trường.
- Nhân tố cung tiền (M2): Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng, khi các nhân tố
khác không đổi, tốc độ tăng trưởng của tổng phương tiện thanh toán so với cuối năm trước nếu tăng 1% sẽ làm giá trung bình của cổ phiếu các NHTMCP niêm yết
Việt Nam giảm 0,0055%. Tác động ngược chiều này phù hợp với nghiên cứu của Saeed và Akhter (2012). Việc gia tăng cung tiền M2 kéo theo lạm phát kỳ vọng
tăng, từ đó lạm phát thực tăng, khiến lãi suất tăng theo. Tất cả đã tác động ngược
chiều đến giá cổ phiếu các NHTMCP niêm yết, khiến giá đi xuống.
- Nhân tố chỉ số sản xuất công nghiệp (IIP): Nhân tố chỉ số sản xuất công
nghiệp không ảnh hưởng đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam.
Điều này có thể giải thích bởi tình hình thực tế tại Việt Nam. Giai đoạn 2010–
9/2015 là một giai đoạn nhiều khó khăn hơn thuận lợi trong việc sản xuất của các doanh nghiệp thuộc ngành công nghiệp. Đây đồng thời lại là giai đoạn các NHTM siết chặt tín dụng đầu ra để quản lý nợ xấu, các ngân hàng hỗ trợ rất ít cho sản xuất cơng nghiệp. Thậm chí một số ngân hàng không được Ngân hàng Nhà nước cho phép cấp tín dụng. Mặc dù vẫn có những ngân hàng trong số 9 NHTMCP niêm yết
được phép cho vay, vẫn có giao dịch với các doanh nghiệp sản xuất nhưng số các
doanh nghiệp tiếp cận được với vốn vay ngân hàng là quá ít so với tổng số hàng nghìn doanh nghiệp sản xuất cơng nghiệp trên cả nước. Nói cách khác, sản lượng cơng nghiệp đóng góp rất ít vào lợi nhuận ngành ngân hàng, hệ quả là khơng tìm thấy tác động của chỉ số sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu các NHTMCP niêm yết trong giai đoạn 2010 – 2015. Để kết luận được tác động của nhân tố này, cần có nghiên cứu với mẫu dữ liệu lớn hơn nhằm xác định chiều hướng và mức độ tác
động của chỉ số sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết. Như vậy, kết quả nghiên cứu chấp nhận hầu hết các giả thuyết nghiên cứu đã đặt ra
trừ giả thuyết H5 (H5: Chỉ số sản xuất cơng nghiệp có tác động dương đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam).
- Nhân tố giá vàng trong nước (Ln(V)): Giá vàng trong nước có tác động
ngược chiều đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam trong giai đoạn
nghiên cứu. Về mức độ tác động, nhân tố này có sức ảnh hưởng lớn thứ hai, sau
nhân tố tỷ giá hối đoái, giá vàng tăng 1% trong điều kiện các nhân tố khác không
thay đổi khiến giá cổ phiếu trung bình tại các NHTMCP niêm yết giảm 0,3516%
theo (4.2). Tác động ngược chiều này phù hợp với các nghiên cứu của Graham Smith (2001), M. Yahyazadehfar và A. Babaie (2012). Điều đó cho thấy một thực tế là tại Việt Nam cũng như tại các quốc gia khác, thị trường vàng thật sự là một kênh cạnh tranh với thị trường cổ phiếu ngân hàng; đồng thời vàng vẫn còn giữ một vai
trò lớn trong quan niệm đầu tư, cất trữ tài sản của người dân. Giai đoạn 2010 –
2015, vàng có những biến động mạnh về giá càng khiến cho nhà đầu tư quan tâm
hơn vào thị trường này, thờ ơ với cổ phiếu ngân hàng dù giá đang xuống rất thấp.
Kết luận chương 4
Chương 4 đã sử dụng các công cụ phân tích định lượng trên dữ liệu bảng để
giải quyết vấn đề nghiên cứu “Tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến giá cổ phiếu NHTMCP niêm yết Việt Nam giai đoạn 2010 – 9/2015”. Mơ hình hồi quy thu
được từ phương pháp FEM bị hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương
quan. Sau đó, sử dụng phương pháp hồi quy EGLS để xử lý hiện tượng phương sai sai số thay đổi và tự tương quan cho mơ hình (4.1), thu được kết quả (4.2). Kết quả sau cùng cho thấy hầu hết các nhân tố kinh tế vĩ mơ trong mơ hình nghiên cứu đều
có tác động đến giá cổ phiếu các NHTMCP niêm yết, trừ nhân tố chỉ số sản xuất
công nghiệp. Các nhân tố lãi suất, cung tiền, giá vàng trong nước có tác động ngược chiều; nhân tố tỷ giá hối đối có tác động cùng chiều đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 9/2015.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GIẢI PHÁP HẠN CHẾ SỰ BIẾN ĐỘNG BẤT THƯỜNG CỦA GIÁ CỔ PHIẾU TẠI CÁC NGÂN HÀNG THƯƠNG MẠI
CỔ PHẦN NIÊM YẾT VIỆT NAM DƯỚI ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN
TỐ KINH TẾ VĨ MÔ. 5.1 Kết luận
Kết quả nghiên cứu bằng phân tích định lượng trong chương 4 chỉ ra rằng khoảng 81% sự biến động của giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam là do sự biến động của các nhân tố kinh tế vĩ mô như lãi suất, tỷ giá hối đoái VND/USD, cung tiền và giá vàng trong nước. Trong đó, tỷ giá hối đối có tác động cùng chiều; lãi suất, cung tiền, giá vàng trong nước có tác động ngược chiều đến giá
cổ phiếu các NHTMCP niêm yết. Đối với chỉ số sản xuất công nghiệp, mặc dù kết
quả nghiên cứu chưa tìm thấy tác động có ý nghĩa nhưng kết quả tính tốn cũng gợi ý về xu hướng cùng chiều của tác động từ nhân tố này nếu có các nghiên cứu tương tự với mẫu số liệu lớn hơn. Mơ hình phân tích định lượng cũng chỉ ra rằng nhân tố tỷ giá hối đối có ảnh hưởng mạnh nhất đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam, kế đến là nhân tố giá vàng trong nước, sau đó là các nhân tố lãi suất và cung tiền M2.
Các nhân tố kinh tế vĩ mô trong luận văn đề cập đến là những nhân tố cơ bản
của nền kinh tế, chịu sự chi phối chủ yếu bởi chính sách tài khóa, chính sách tiền tệ
và các chính sách liên quan đến tỷ giá hối đối. Bất kỳ một sự thay đổi đột ngột của
các nhân tố kinh tế vĩ mô này sẽ ảnh hưởng trực tiếp đến biến động giá của cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam. Với mục đích thúc đẩy hoạt động niêm yết cổ phiếu của các NHTMCP trên thị trường chứng khốn tập trung đồng thời tạo mơi
trường vĩ mô thuận lợi để hạn chế sự biến động bất thường của giá cổ phiếu tại các
ngân hàng niêm yết, kết quả nghiên cứu đã gợi mở một số giải pháp đối với các cơ quan, các đơn vị đang trực tiếp điều hành, chịu trách nhiệm về các nhân tố kinh tế vĩ mơ nói trên.
5.2 Nhóm giải pháp đối với ngân hàng Nhà nước Việt Nam
giá
Trong các nhân tố kinh tế vĩ mô được lựa chọn nghiên cứu, tỷ giá hối đối là
nhân tố duy nhất có tác động dương và cũng là nhân tố có ảnh hưởng mạnh nhất
đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết Việt Nam. Việc điều hành tỷ giá ổn định là cần thiết không chỉ đối với sự tăng trưởng về giá của cổ phiếu ngành ngân
hàng mà còn đối với nền kinh tế. Trong các năm 2013, 2014, 2015, cơng cụ tỷ giá hối đối được ngân hàng Nhà nước sử dụng rất thành công và được các chuyên gia kinh tế đánh giá rất cao. Tuy nhiên việc neo giữ tỷ giá trong một thời gian dài, đặc
biệt là trong bối cảnh vĩ mô đã ổn định, lạm phát thấp có thể dẫn đến hiện tượng
găm giữ, đơ la hóa nền kinh tế. Bên cạnh đó, những lần điều chỉnh tỷ giá trước đây
của ngân hàng Nhà nước thường khó đốn trước đã ảnh hưởng đến toàn nền kinh tế,
đặc biệt là niềm tin của người dân vào giá trị đồng nội tệ.
Vì lẽ đó, đầu năm 2016, ngân hàng Nhà nước đã công bố cơ chế tỷ giá mới, tỷ
giá trung tâm với biên độ giao dịch ± 3% được thông báo mỗi ngày. Tỷ giá được
điều chỉnh mỗi ngày trên cơ sở tham chiếu diễn biến tỷ giá bình quân trên thị trường
ngoại tệ liên ngân hàng, diễn biến tỷ giá trên thị trường quốc tế của một số đồng tiền các nước có quan hệ thương mại với Việt Nam, các cân đối kinh tế vĩ mô, tiền tệ....Cơ chế này rất gần với cơ chế tỷ giá thả nổi có điều tiết. Mặc dù có thể có ngun tắc tính tốn cụ thể tỷ giá trung tâm nhưng nguyên tắc này không được công
khai, điều này đã dẫn đến sự khó đốn trước của tỷ giá trung tâm trong tương lai. Sự
không chắc chắn này sẽ dẫn đến những rủi ro trong hoạt động mảng kinh doanh ngoại tệ, huy động, cho vay bằng ngoại tệ của các NHTM. Với sự tác động mạnh
đến giá cổ phiếu tại các NHTMCP niêm yết, tỷ giá thay đổi bất định sẽ kéo theo
những diễn biến khó lường trước của giá cổ phiếu tại các ngân hàng nói chung và