0 100 200 300 400 500 600 700 800 900 1000 Vni-Index Vni-Index
Như vậy với 13 năm hình thành và phát triển, Thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam biến động không ngừng, và nhiều giai đoạn có sự biến động đột biến, nằm ngoài tầm kiểm sốt của thị trường, mơi trường kinh tế vĩ mô tác động tới TTCK, mơi trường tích cực sẽ tạo động lực phát triển TTCK, ngược lại với môi trường biến động, bất ổn sẽ cản trở sự phát triển của TTCK, chúng ta cùng nhìn lại thực trạng tác động của các nhân tố lạm phát đến TTCK qua phân tích phần tiếp theo sau đây.
4.2 Kiểm định sự ảnh hưởng của lạm phát đến thị trường chứng khoán Việt Nam: Việt Nam:
4.2.1 Bảng thống kê mô tả
Dựa vào kết quả chạy Eviews 5.1 ta có các kết quả thống kê mô tả các biến được thể hiện trong bảng 4.1 bên dưới.
o Số quan sát 161: đủ tiêu chuẩn.
o Theo số liệu về độ lệch chuẩn ta thấy rằng trong thời gian khảo sát thì biến Gp (giá vàng) biến động nhiều nhất và biến CPI biến động ít nhất.
o Hệ số Skewness>0, các biến đều có xu hướng lệch phải.
o Hệ số Kurtosis của biến CPI lớn hơn 3, cho thấy phân phối giá trị của biến CPI tập trung hơn mức bình thường, hình dạng nhọn với hai đi hẹp nghĩa là CPI có những biến động mạnh và bất thường trong thời gian khảo sát và nghiên cứu.
Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả các biến
Sample: 2000M08 2013M12
LOGVNI LOGCPI LOGEX LOGLS LOGGP
Mean 2.554404 2.034018 4.233310 1.065225 7.061619 Median 2.608205 2.030559 4.205367 1.058046 7.029741 Maximum 3.056024 2.108294 4.326438 1.339451 7.567059 Minimum 2.061264 1.990783 4.149835 0.906335 6.578807 Std. Dev. 0.224506 0.025620 0.054968 0.128216 0.325117 Skewness 0.024474 0.999606 0.591822 0.538519 0.117208 Kurtosis 2.575012 3.865275 1.828208 1.957145 1.629928 Jarque-Bera 1.227699 31.83472 18.60967 15.07735 12.96081 Probability 0.541263 0.000000 0.000091 0.000532 0.001533 Sum 411.2590 327.4769 681.5628 171.5012 1136.921 Sum Sq. Dev. 8.064471 0.105024 0.483439 2.630274 16.91213 Observations 161 161 161 161 161
4.2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF:
Sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị ADF để kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu của phương trình:
LOGVNI= α0 + α1LOGLS + α2LOGEX + α3LOGCPI + α4LOGGP (1)
Theo phương pháp này sẽ kiểm định giả thuyết H0: chuỗi dữ liệu khơng dừng. Nếu giá trị |t| tính tốn lớn hơn giá trị tα thì bác bỏ giả thuyết H0 và kết luận chuỗi dừng.
Khi chuỗi dữ liệu chưa dừng tiếp tục lấy sai phân bậc 1, sai phân bậc 2 để kiểm tra và kết quả được thể hiện ở bảng 4.2 bên dưới (tham khảo thêm dữ liệu chị tiết
tại phụ lục ):
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp ADF (tham khảo phụ lục 3) phụ lục 3)
Dữ liệu Giá trị t tα Kết luận
Bậc dừng LOGVN
I -2.599901
1% -3.471719
Khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 5% -2.879610 10% -2.576484 D(LOG VNI) -8.313551 1% -3.471719
Bác bỏ giả thiết H0 I(1) 5% -2.879610
10% -2.576484
LOGLS
-1.765994
1% -3.471454
Khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 5% -2.879494 10% -2.576422 LOGLS -11.17217 1% -3.471719
Bác bỏ giả thiết H0 I(1) 5% -2.879610
10% -2.576484
LOGEX -1.289774
1% -4.016433
Khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 5% -3.438154 10% -3.143345 D(LOG EX) -10.59175 1% -4.017185
Bác bỏ giả thiết H0 I(1) 5% -3.438515
10% -3.143558
LOGCPI -2.662112
1% -3.475184
Khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 5% -2.881123 10% -2.577291 D(LOG CPI) -3.172740 1% -2.580788
Bác bỏ giả thiết H0 I(1) 5% -1.943012
10% -1.615270
LOGGp -1.052274
1% -3.471454
Khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 5% -2.879494 10% -2.576422 D(LOG Gp) -11.18787 1% -3.471719
Bác bỏ giả thiết H0 I(1) 5% -2.879610
10% -2.576484
Như vậy ta thấy tất cả các biến không dừng ở nguyên phân và đều dừng ở sai phân bậc 1.
4.2.3 Kiểm định đồng tích hợp:
Do các biến số sử dụng trong ước lượng ở dạng logarit đều không dừng nên phải kiểm định khả năng xảy ra vector đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian bằng phương pháp ước lượng ML của Jonhansen (1991) và mở rộng của phương pháp này phụ thuộc vào ước lượng đúng số quan hệ đồng tích hợp Johansen đã đưa ra hai kiểm định trace và kiểm định giá trị riêng cực đại. Mục tiêu là xác định xem một biến số không dừng có bao nhiêu tổ hợp tuyến tính của các biến số này là dừng. Về mặt kinh tế nghĩa là tồn tại bao nhiêu quan hệ cân bằng trong dài hạn. Nếu kiểm định cho biết có ít nhất một vector đồng tích hợp thì khi đó giữa biến có mối quan hệ dài hạn. Kết quả kiểm định đồng tích hợp được thể hiện ở bảng 4.3 bên dưới:
Bảng 4.3 : Kết quả Johansen Cointegration Test (tham khảo phụ lục 4)
Sample (adjusted): 2000M11 2013M12 Included observations: 158 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: LOGVNI LOGCPI LOGEX LOGLS LOGGP Lags interval (in first differences): 1 to 2
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.197730 74.81326 69.81889 0.0189 At most 1 0.120791 40.00428 47.85613 0.2224 At most 2 0.074282 19.66452 29.79707 0.4459 At most 3 0.029418 7.469189 15.49471 0.5238 At most 4 0.017263 2.751415 3.841466 0.0972 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.197730 34.80898 33.87687 0.0386 At most 1 0.120791 20.33976 27.58434 0.3181 At most 2 0.074282 12.19534 21.13162 0.5285 At most 3 0.029418 4.717774 14.26460 0.7770 At most 4 0.017263 2.751415 3.841466 0.0972
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Từ kết quả trong bảng 4.3 cho thấy cả hai kiểm định : kiểm định vết của ma trận (Trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (Maximum eigen value) đều bác bỏ giả thuyết khơng tồn tại vector đồng tích hợp và khẳng định tồn tại một vector đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5% . Điều này chứng minh rằng có mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu.
4.2.4 Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM):
Sau khi xác định được mối quan hệ đồng tích hợp là một với mức ý nghĩa 5%, ta ước lượng mơ hình hiệu chỉnh sai số với một quan hệ đồng tích hợp.
Trước tiên ta xác định đơ trễ thích hợp cho các biến. Để xác định độ trễ cho các biến, áp dụng tiêu chuẩn AIC(Akaike Information Criteria).
Bảng 4.4: Kết quả xác định độ trễ thích hợp
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(LOGVNI) D(LOGCPI) D(LOGEX) D(LOGLS) D(LOGGP)
Exogenous variables: C Sample: 2000M08 2013M12 Included observations: 152
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 2215.589 NA 1.60e-19 -29.08669 -28.98722 -29.04629 1 2308.061 177.6436 6.61e-20* -29.97448* -29.37766* -29.73203* 2 2330.277 41.21779 6.86e-20 -29.93786 -28.84369 -29.49337 3 2346.559 29.13513 7.71e-20 -29.82314 -28.23163 -29.17661 4 2372.673 45.01258 7.64e-20 -29.83780 -27.74894 -28.98923 5 2395.544 37.91733 7.92e-20 -29.80979 -27.22357 -28.75918 6 2427.803 51.36026* 7.29e-20 -29.90530 -26.82174 -28.65265
7 2437.831 15.30535 9.02e-20 -29.70830 -26.12739 -28.25361 8 2462.684 36.29904 9.25e-20 -29.70637 -25.62811 -28.04964 * indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Từ kết quả ở bảng 4.4 ta xác định độ trễ thích hợp là 1
Bảng 4.5 : Kết quả mơ hình hiệu chỉnh sai số VECM (tham khảo phụ lục 6)
Date: 06/26/14 Time: 18:23
Sample (adjusted): 2000M10 2013M12 Included observations: 159 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 LOGVNI(-1) 1.000000 LOGCPI(-1) 11.66445 (3.52141) [ 3.31244] LOGEX(-1) 21.22189 (3.87097) [ 5.48232] LOGLS(-1) 2.155817 (1.05220) [ 2.04888]
LOGGP(-1) -4.944142 (0.76970) [-6.42350]
C -83.50460
Error Correction: D(LOGVNI) D(LOGCPI) D(LOGEX) D(LOGLS) D(LOGGP) CointEq1 -0.025622 -0.002195 -0.001619 -0.026381 -0.001853 (0.01134) (0.00077) (0.00091) (0.00740) (0.00446) [-2.25897] [-2.84912] [-1.78078] [-3.56261] [-0.41585] D(LOGVNI(-1)) 0.366767 0.003121 -0.008815 -0.019638 0.016377 (0.07501) (0.00509) (0.00601) (0.04897) (0.02947) [ 4.88947] [ 0.61263] [-1.46566] [-0.40100] [ 0.55568] D(LOGCPI(-1)) -1.125012 0.787349 0.118296 2.209079 0.436175 (0.85845) (0.05830) (0.06883) (0.56045) (0.33728) [-1.31051] [ 13.5047] [ 1.71871] [ 3.94159] [ 1.29321] D(LOGEX(-1)) 1.196661 0.132421 0.021639 0.556833 0.868519 (0.99054) (0.06727) (0.07942) (0.64669) (0.38918) [ 1.20809] [ 1.96840] [ 0.27246] [ 0.86105] [ 2.23168] D(LOGLS(-1)) 0.219009 -0.006327 -0.024503 -0.034249 -0.077153 (0.12441) (0.00845) (0.00997) (0.08122) (0.04888) [ 1.76038] [-0.74883] [-2.45646] [-0.42166] [-1.57842] D(LOGGP(-1)) 0.158498 0.007660 -0.039274 0.122891 0.095618 (0.21190) (0.01439) (0.01699) (0.13834) (0.08325)
[ 0.74800] [ 0.53229] [-2.31167] [ 0.88833] [ 1.14853] C 0.000247 -0.000150 0.001301 -0.000412 0.003662 (0.00381) (0.00026) (0.00031) (0.00249) (0.00150) [ 0.06486] [-0.57957] [ 4.25736] [-0.16547] [ 2.44481] R-squared 0.218857 0.592041 0.094059 0.175444 0.057567 Adj. R-squared 0.188023 0.575937 0.058298 0.142895 0.020366 Sum sq. resids 0.292601 0.001350 0.001881 0.124716 0.045167 S.E. equation 0.043875 0.002980 0.003518 0.028644 0.017238 F-statistic 7.097783 36.76435 2.630214 5.390256 1.547452 Log likelihood 275.0679 702.6973 676.3061 342.8628 423.6083 Akaike AIC -3.371923 -8.750910 -8.418945 -4.224690 -5.240356 Schwarz SC -3.236814 -8.615801 -8.283836 -4.089581 -5.105247 Mean dependent 0.003907 0.000207 0.001077 0.001195 0.005186 S.D. dependent 0.048690 0.004576 0.003625 0.030940 0.017416 Determinant resid covariance (dof
adj.) 4.25E-20
Determinant resid covariance 3.39E-20
Log likelihood 2435.932
Akaike information criterion -30.13752
Schwarz criterion -29.36546
* Kết quả trong dài hạn:
Dựa vào bảng kết quả 4.5 ta có kết quả mơ hình dài hạn như sau (4.1):
LogVNI= 83.50460 - 11.66445LogCPI - 21.22189LogEx - 2.155817logLs + 4.944142LogGp
(3.52141) (3.87097) (1.05220) (0.76970) [ 3.31244] [ 5.48232] [ 2.04888] [-6.42350] Trong đó: giá trị ghi trong ngoặc trịn là sai số chuẩn và giá trị ghi trong ngoặc vuông là giá trị của thống kê t.
Kết quả mơ hình 4.1 cho thấy trong dài hạn các biến đều có tác động đến chỉ số giá VN-Index.
BIẾN HỆ SỐ DIỄN GIẢI
CPI 11.66445 Lạm phát (chỉ số CPI ) có tác động ngược chiều tương đối mạnh đến VN-Index với hệ số tác động của lạm phát là (-
11.66445), nghĩa là cứ lạm phát tăng lên 1% dẫn đến VN-
Index giảm xuống 11.66445% . Điều này phản ánh đúng
thực trạng thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua.
EX - 21.22189 Hệ số ảnh hưởng của tỷ giá VND/USD đến VN-Index là lớn nhất, và cũng có tác động ngược chiều.(- 21.22189), nghĩa là cứ tỷ giá tăng lên 1% dẫn đến VN-Index giảm xuống
21.22189%.
Ls - 2.155817 Hệ số ảnh hưởng của lãi suất cho vay của ngân hàng thương mại đến chỉ số VN-Index là (- 2.155817) cho thấy tác động ngược chiều. Nếu lãi suất tăng 1% thì chỉ số VN-Index trên thị trường chứng khoán giảm 2.155817%.
Gp + 4.944142 Hệ số ảnh hưởng của giá vàng trong nước tác động đến chỉ số VN-Index là (4.944142) là tác động cùng chiều, cho biết nếu giá vàng tăng 1% thì chỉ số VN-Index trên thị trường chứng khoán tăng 4.944142% .
Sự thay đổi của lạm phát (chỉ số giá CPI), tỷ giá và lãi suất có tác động ngược chiều với chỉ số VN-Index tương đối phù hợp với các nghiên cứu trước. Tuy nhiên biến giá vàng lại tác động cùng chiều với chỉ số VN-Index , điều này khác với nhận định giá vàng tác động ngược chiều với chứng khoán.
* Kết quả trong ngắn hạn:
Bảng 4.7 : Bảng biểu diễn hệ số tốc độ hiệu chỉnh về cân bằng
Error Correction: D(LOGVNI) D(LOGCPI) D(LOGEX) D(LOGLS) D(LOGGP) CointEq1 -0.025622 -0.002195 -0.001619 -0.026381 -0.001853
(0.01134) (0.00077) (0.00091) (0.00740) (0.00446) [-2.25897] [-2.84912] [-1.78078] [-3.56261] [-0.41585]
Bảng 4.7 cho thấy tình trạng mất cân bằng của hệ thống sẽ được điều chỉnh về cân bằng với tốc độ 2,56% mỗi tháng bởi sự thay đổi trong chỉ số giá tiêu dùng CPI : 0,22 %, sự thay đổi của lãi suất là:0,26%, sự biến động của tỷ giá: 0.16% và sự thay đổi của giá vàng: 0.18%. Hệ số âm hay dương cho ta biết sự điều chỉnh giảm hay tăng bao nhiêu phần trăm khi có cú sốc xảy ra làm mất cân bằng của hệ thống. Tuy nhiên ta thấy tốc độ điều chỉnh rất chậm, và không đáng kể, bên cạnh đó ta thấy giá trị t của tỷ giá: 1.78 và giá vàng là:0.41 là q nhỏ khơng có giá trị thống kê.
4.3 Các kết quả nghiên cứu:
Mơ hình nghiên cứu tác động của lạm phát đến thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn tháng 8 năm 2000 đến tháng 12 năm 2013 là ổn định, phù hợp với cơ sở lý thuyết và các biến giải thích đều có ý nghĩa.
4.3.1 Kết quả trong dài hạn:
Mơ hình ước lượng trong dài hạn:
LogVNI= 83.50460 - 11.66445LogCPI - 21.22189LogEx - 2.155817logLs + 4.944142LogGp
4.3.1.1 Tác động của lạm phát:
Từ mơ hình trên cho thấy lạm phát (chỉ số CPI ) có tác động ngược chiều tương đối mạnh đến VN-Index với hệ số tác động của lạm phát là (- 11.66445), nghĩa là cứ lạm phát tăng lên 1% dẫn đến VN-Index giảm xuống 11.66445% . Điều này
phản ánh đúng thực trạng thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua, có thể giải thích hiện tượng này như sau:
Một là, khi lạm phát tăng cao làm cho đồng tiền giảm giá dẫn đến giá trị lợi nhuận thực của việc kinh doanh chứng khoán giảm. Do đó nhà đầu tư chuyển dịng vốn sang những kênh đầu tư khác an tồn hơn, ít rủi ro hơn cụ thể là chuyển sang kênh đầu tư bất động sản. Một số lượng lớn dòng vốn bằng tiền mặt được chuyển sang vàng hoặc ngoại tệ mạnh (USD, UER…) của nhiều nhà đầu tư nhằm bảo toàn vốn khi lạm phát tăng cao. Chính những hành động trên làm cho cung của thị trường chứng khoán nhiều hơn cầu dẫn đến giá chứng khoán giảm.
Hai là, khi lạm phát tăng cao nhà đầu tư sẽ quay lưng với thị trường vốn bởi lợi nhuận thu được đôi khi không bù đắp được sự trượt giá của đồng tiền do lạm phát gây ra dẫn đến thiếu hụt vốn trầm trọng trong nền kinh tế, do đó ảnh lớn đến các hoạt động sản xuất của doanh nghiệp nghĩa là lợi nhuận đạt được không cao dẫn đến dòng cổ tức giảm. Điều này làm cho cổ phiếu kém sức hấp dẫn đối với nhà đầu tư nghĩa là cổ phiếu đã giảm nay lại bị tác động kép giảm thêm nữa.
Ba là, khi lạm phát tăng cao trong giai đoạn dài dẫn đến thị trường huy động vốn gặp rất nhiều khó khăn, đây là một trong những nguyên nhân chính làm cho chi phí hoạt động của các doanh nghiệp tăng cao do đó giá thành sản phẩm tăng nên sức mua của sản phẩm yếu( kém tính cạnh tranh). Như vậy doanh nghiệp đã giảm lợi nhuận do chi phí tăng nay lại giảm thêm do tiêu thụ sản phẩm giảm, nghĩa là lợi nhuận giảm cịn giảm thêm hay nói khác đi khả năng thua lỗ dẫn đến tình trạng phá sản là rất lớn. Chính điều này làm cho thị trường chứng khoán rủi ro tăng cao nhưng lợi nhuận lại giảm đây là nguyên nhân làm cho chỉ số VN-Index giảm nhiều nhất.
Như vậy, trong dài hạn nếu chính phủ khơng có biện pháp rõ rệt để chống lạm phát thì nhà đầu tư càng lung lay và mất tính kiên nhẫn, niềm tin vào thị trường chứng khốn, khi đó nhà đầu tư sẽ tháo chạy hàng loạt khỏi thị trường làm cho nền kinh tế trở nên tồi tệ hơn. Ngược lại khi chính phủ quyết tâm giảm lạm phát bằng việc thắt chặt tiền tệ, khi đó dịng tiền lưu thơng giảm đi, các tổ chức tín dụng giảm cho vay đầu tư. Điều này làm cho nhà đầu tư khơng có nguồn tài trợ dẫn đến hạn chế đầu tư, do vậy cũng làm giảm hoạt động trên thị trường chứng khoán nghĩa là giá chứng khoán cũng chưa tăng.
Tóm lại, trong dài hạn lạm phát tác động ngược chiều với chỉ số VN-Index trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chiều và mức độ tác động là phù hợp với lý thuyết và tình hình thực tế của thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian nghiên cứu.
4.3.1.2 Tác động của tỷ giá thị trường của VND/USD:
Hệ số ảnh hưởng của tỷ giá VND/USD đến VN-Index là lớn nhất, và cũng có tác động ngược chiều.(- 21.22189), nghĩa là cứ tỷ giá tăng lên 1% dẫn đến VN- Index giảm xuống 21.22189%.
Điều này có thể giải thích bằng thực tiễn tại thị trường Việt Nam. Tỷ giá hối đối có tác động đến thị trường chứng khốn trên cả hai giác độ là mơi trường tài chính và tâm lý của nhà đầu tư.
Có thể thấy rõ điều này qua những lần điều chỉnh tỷ giá từ năm 2009 đến nay.
Việc tăng tỷ giá sẽ tác động tiêu cực đến thị trường chứng khoán nếu biên độ tăng lớn và gây bất ngờ.
Ngày 25/11/2009, NHNN đã điều chỉnh tỷ giá VND/USD tăng thêm đến 5.44% từ mức 17,034 đồng lên 17,953 VND/USD. Sau khi thông tin này được công bố, thị