Biến Level ADF PP Log(M2) -4.553*** -3.330** Log(LQ) -6.528*** -6.531*** Log(P) -5.398*** -5.511*** Log(CPI) -4.402*** -2.683* LR -6.556*** -6.344*** TBR -5.500*** -5.495*** Log(GDP) -1.773 -6.722*** Log(IPI) -6.769*** -6.786*** Log(CPI(1)) -4.535*** -2.427
Được kiểm định bằng phần mềm Eviews 6 ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Kiểm định theo: Có chặn, khơng xu hướng. Chiều dài độ trễ được lựa chọn: SIC
Vậy, tất cả các biến của mơ hình (1), (2) và (3) sau khi hiệu chỉnh mùa vụ, lấy logarit (trừ biến lãi suất cho vay LR và lợi suất tín phiếu TBR) thì sẽ được lấy sai phân bậc 1 khi thực hiện các kiểm định liên quan. Ký hiệu các biến thay đổi như sau:
Bảng 4.3. Ký hiệu biến sau khi kiểm định tính dừng
Biến nghiên cứu ban đầu Biến nghiên cứu ở sai phân bậc 1
Share price – Giá cổ phiếu (P) D(P)
Liquidity – Tính thanh khoản (LQ) D(LQ)
Money Supply – Cung tiền (M2) D(M2)
Gross Domestic Production (GDP) – đại diện cho thu nhập
D(GDP)
Lending rate – Lãi suất cho vay (LR) D(LR)
Consumer price index (CPI) – đại diện cho lạm phát
D(CPI)
Treasury Bill rate – lợi suất tín phiếu (TBR) D(TBR) Industrial Production Index – Chỉ số sản
xuất công nghiệp (IPI) đại diện cho thu nhập doanh nghiệp
D(IPI)
Consumer price index (CPI(1)) – đại diện cho lạm phát với độ trễ 1 q
D(CPI_1)
4.1.3 Mơ tả dữ liệu
Bảng 4.4 cho thấy tổng hợp thống kê mô tả của tất các các biến được sử dụng trong mơ hình hồi quy. Các biến đều được hiệu chỉnh mùa vụ, lấy logarit và lấy sai phân bậc 1 ngoại trừ biến TBR (Treasury bill rate) và LR (Lending rate) không hiệu chỉnh mùa vụ, không lấy logarit. Kiểm định Jarque-Bera thể hiện trong bảng cho thấy có bốn biến có phân phối chuẩn, gồm D(LQ), D(M2), D(P) và D(IPI).
Bảng 4.4. Thống kê mô tả các biến sử dụng trong mơ hình
D_CPI D_CPI_1 D_GDP D_LQ D_M2 D_P D_TBR D_LR D_IPI
Mean 0.021 0.022 0.016 0.045 0.058 0.008 0.0005 0.0004 0.040
Median 0.017 0.017 0.018 0.040 0.053 -0.001 0.001 0.000 0.041
4.2 Kiểm định độ trễ tối đa
Trước khi tiến hành phân tích đồng liên kết để đo lường mối quan hệ giữa các biến trong dài hạn thơng qua mơ hình VECM, tác giả tiến hành chọn bước trễ cho các biến. Kết quả kiểm định độ trễ tối đa thể hiện qua bảng sau:
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định độ trễ tối đa
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D_P D_LQ D_M2 Exogenous variables: C
Date: 07/11/14 Time: 09:28 Sample: 2001Q1 2012Q4 Included observations: 42
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 172.9718 NA 6.13e-08 -8.093894 -7.969775* -8.048400* 1 184.5678 20.98334 5.43e-08 -8.217516 -7.721039 -8.035538 2 195.5112 18.23901* 4.98e-08* -8.310059* -7.441224 -7.991597 3 200.7189 7.935538 6.08e-08 -8.129473 -6.888281 -7.674527 Minimum -0.006 -0.001 -0.012 -0.061 0.008 -0.420 -0.044 -0.060 -0.050 Std. Dev. 0.018 0.018 0.007 0.054 0.025 0.198 0.010 0.015 0.043 Skewness 1.436 1.515 -1.611 0.262 0.061 0.285 -1.879 -1.092 -0.155 Kurtosis 4.941 4.996 6.609 2.759 2.554 3.413 9.506 8.286 1.996 Jarque-Bera 23.758 25.250 44.885 0.640 0.409 0.952 108.23 62.719 2.114 Probability 0.000 0.000 0.0000 0.725 0.814 0.621 0.000 0.0000 0.347 Sum 0.999 1.037 0.772 2.115 2.686 0.408 0.023 0.018 1.861 Sum Sq. Dev. 0.0158 0.015 0.002 0.134 0.029 1.781 0.004 0.0113 0.084 Observations 46 46 46 46 46 46 46 46 46
4 206.3207 7.735828 7.41e-08 -7.967655 -6.354104 -7.376225
5 213.9905 9.495915 8.37e-08 -7.904311 -5.918403 -7.176397
* 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
(Nguồn: Sử dụng Eviews) Kết quả từ bảng 4.5 cho thấy độ trễ lớn nhất nên có mặt trong mơ hình VECM và kiểm định là 2 (tương ứng với dịng cuối cùng mà các giá trị có đánh dấu *).
4.3 Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa các biến
Tác giả tiến hành kiểm định nhân quả Granger nhằm kiểm định sự tác động qua lại giữa từng cặp nhân tố, để xem biến này trong quá khứ có giúp dự báo biến khác ở tương lai hay không, và mối liên hệ này có sự liên hệ ngược lại khơng.
Bảng 4.6 là tổng hợp kiểm định nhân quả hai chiều từng cặp biến cung tiền (M2), thu nhập (GDP), thanh khoản và giá cổ phiếu. Dựa vào giá trị F-Statistic và p-value trong bảng 4.6, chỉ có giả thuyết vơ hiệu H0: Cung tiền không tác động nhân quả Granger đến thanh khoản là bị bác bỏ, các giả thuyết vơ hiệu cịn lại khơng có cơ sở để bác bỏ. Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ cung tiền (M2) trong quá khứ đến thanh khoản (LQ).
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định nhân quả Granger
Pairwise Granger Causality Tests Date: 07/11/14 Time: 09:41 Sample: 2001Q1 2012Q4 Lags: 2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
D_P does not Granger Cause D_M2 45 0.31560 0.7312
D_M2 does not Granger Cause D_P 0.64351 0.5308
D_LQ does not Granger Cause D_M2 45 1.89506 0.1636
D_M2 does not Granger Cause D_LQ 3.81657 0.0304
D_GDP does not Granger Cause D_M2 45 0.49506 0.6132
D_M2 does not Granger Cause D_GDP 2.33671 0.1097
D_LQ does not Granger Cause D_P 45 0.09280 0.9116
D_P does not Granger Cause D_LQ 1.18018 0.3177
D_GDP does not Granger Cause D_P 45 0.60444 0.5513
D_P does not Granger Cause D_GDP 2.24644 0.1190
D_GDP does not Granger Cause D_LQ 45 0.01437 0.9857
D_LQ does not Granger Cause D_GDP 0.94132 0.3986
Sử dụng phần mềm Eviews 6
Như vậy, kết quả kiểm định Granger cho thấy:
Cung tiền M2 có thể dự báo thanh khoản LQ.
4.4 Kiểm định đồng liên kết
Do các biến sử dụng trong mơ hình đều đã được hiệu chỉnh mùa vụ và lấy logarit và không dừng nên phải kiểm tra khả năng xảy ra các vector đồng liên kết giữa các dãy số thời gian. Tác giả sử dụng phương pháp Johansen để thực hiện kiểm định này. Đây là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong
việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vector đồng liên kết giữa các dãy số thời gian khơng dừng.
Tại phần này, tác giả sẽ trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết giữa 3 biến là cung tiền M2, thanh khoản LQ và giá cổ phiếu P. Kết quả cho thấy, tất cả các giá trị của Trace Statistic và Max Eigen Statistic đều bác bỏ giả thuyết H0: các chuỗi số liệu khơng có đồng liên kết; tức là có dấu hiệu cho thấy các chuỗi số liệu là có đồng liên kết.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định đồng liên kết
Date: 07/11/14 Time: 09:56
Sample (adjusted): 2001Q3 2012Q4
Included observations: 46 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LOG_P LOG_LQ LOG_M2
Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.222893 78.32008 29.79707 0.0000
At most 1 * 0.140838 42.23633 15.49471 0.0000
At most 2 * 0.003059 17.15778 3.841466 0.0000
Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.222893 36.08375 21.13162 0.0002
At most 1 * 0.140838 25.07855 14.26460 0.0007
At most 2 * 0.003059 17.15778 3.841466 0.0000
Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Nguồn: Sử dụng phần mềm Eviews
4.5 Đo lường mối quan hệ dài hạn giữa các biến bằng mơ hình VECM
Từ kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen nêu trên, tác giả có được bảng kết quả mức độ của mối quan hệ dài hạn được đo lường bằng mơ hình VECM như sau:
Bảng 4.8. Kết quả mơ hình VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 07/11/14 Time: 10:20
Sample (adjusted): 2001Q4 2012Q4
Included observations: 45 after adjustments
Standard errors in ( ) & *, **, *** denote significant at 10%, 5% and 1%, respectively
Phương trình đồng liên kết
Cointegrating Eq: CointEq1
LOG_P(-1) 1.000000
(0.07844)
LOG_M2(-1) 7.368202**
(0.05642)
C 19.1719
Hệ số biểu diễn tốc độ điều chỉnh về cân bằng
Error Correction: D(LOG_P) D(LOG_LQ) D(LOG_M2)
CointEq1 0.483459* 0.032182** 0.013197** (0.09326) (0.03147) (0.01088) D(LOG_P(-1)) 0.249488** -0.008583 -0.021031 (0.03978) (0.14716) (0.01630) D(LOG_P(-2)) 0.113492** 0.086746 -0.011230 (0.03584) (0.14583) (0.01584) D(LOG_LQ(-1)) 0.966612* -0.209224 0.138376 (0.08677) (0.16423) (0.05678) D(LOG_LQ(-2)) 0.073994* -0.082931* 0.009887 (0.08361) (0.06316) (0.05641) D(LOG_M2(-1)) 2.982666** 1.179702 0.164854 (0.01850) (0.11231) (0.17712) D(LOG_M2(-2)) 1.707044** -1.229642 -0.644531
(0.03580) (0.11693) (0.14415) C 86.18326 -6.979109 -0.339523 (20.2128) (6.81932) (2.35768) LOG_IPI 0.228532 -0.107402 0.041090 (0.38300) (0.12922) (0.14467) LR 4.290551 0.692208 -0.153582 (1.85042) (0.62429) (0.21584) LOG_GDP -5.991102 -0.512523** 0.179263 (1.61284) (0.04413) (0.18813) LOG_CPI -3.583760 0.333909 -0.378589** (0.97497) (0.32893) (0.01372) TBR -9.233478 -1.102901 -0.226717 (2.38188) (0.80359) (0.27783) R-squared 0.603877 0.440595 0.704237 Adj. R-squared 0.455331 0.230818 0.593325 Sum sq. resids 0.636747 0.072477 0.008663 S.E. equation 0.141062 0.047591 0.016454 F-statistic 4.065256 2.100302 6.349549 Log likelihood 31.95378 80.84874 128.6424 Akaike AIC -0.842390 -3.015499 -5.139664 Schwarz SC -0.320466 -2.493575 -4.617739 Mean dependent 0.005130 0.045383 0.059025
S.D. dependent 0.191136 0.054264 0.025801
Determinant resid covariance (dof adj.) 1.07E-08
Determinant resid covariance 3.84E-09
Log likelihood 244.4209
Akaike information criterion -8.996483
Schwarz criterion -7.310264
Nguồn: Sử dụng phần mềm Eviews
Từ bảng kết quả trên cho thấy:
- Ở phương trình đồng liên kết, hệ số quan hệ dài hạn ở các biến chỉ số giá cổ phiếu, thanh khoản và cung tiền có ý nghĩa thống kê cho thấy các biến có mối quan hệ dài hạn với nhau.
- Hệ số co giãn giữa P và biến trễ của P (trễ 1 và 2 quí) với mức ý nghĩa thống kê cao 5%. Kết quả này cũng phản ánh chỉ số giá cổ phiếu ở Việt Nam chịu tác động rất lớn bởi giá cổ phiếu thời kỳ trước đó. Cịn đối với các biến khác, kết quả với các hệ số có ý nghĩa thống kê cho thấy chỉ số giá cổ phiếu chịu tác động bởi thanh khoản, cung tiền.
- Đối với biến thanh khoản, thanh khoản ở giai đoạn trước (biến trễ 2 q) có ý nghĩa thống kê cho thấy thanh khoản ở Việt Nam chịu tác động bởi thanh khoản thời kỳ trước đó. Ngồi ra, thanh khoản còn chịu tác động bởi thu nhập quốc gia GDP. Các hệ số của các biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê.
- Đối với biến cung tiền trong kết quả trên thể hiện lạm phát có ý nghĩa thống kê, nghĩa là thực tế cung tiền chịu tác động bởi biến lạm phát. Các biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê.
- Hệ số âm/dương cho biết sự điều chỉnh giảm hay tăng bao nhiêu khi có cú sốc xảy ra làm hệ thống ở trên mức cân bằng.
Trong dài hạn, giá cổ phiếu, cung tiền và thanh khoản có mối quan hệ với nhau.
Trong ngắn hạn, để điều chỉnh về mức cân bằng, giá cổ phiếu chịu
tác động bởi cung tiền và thanh khoản. Ngồi ra, giá cổ phiếu cịn chịu tác động bởi chính nó ở một và hai q trước đó. Thu nhập cơng ty khơng có mối quan hệ với giá cổ phiếu
Lãi suất cho vay khơng có tác động đến thanh khoản. Thu nhập
quốc gia có mối quan hệ với thanh khoản.
Lạm phát có mối quan hệ với cung tiền. Cung tiền không chịu tác
động bởi thu nhập quốc gia, lợi suất tín phiếu, tính thanh khoản, giá cổ phiếu.
.
4.6 Kiểm định tính ổn định của mơ hình
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình
Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: LOG_P LOG_LQ LOG_M2
Exogenous variables: LOG_IPI LR LOG_GDP LOG_CPI TBR Lag specification: 1 2 Date: 07/19/14 Time: 09:19 Root Modulus 1.000000 1.000000 1.000000 1.000000 0.208960 - 0.723353i 0.752930 0.208960 + 0.723353i 0.752930 0.444608 - 0.402626i 0.599820
0.444608 + 0.402626i 0.599820
-0.252381 - 0.358766i 0.438645
-0.252381 + 0.358766i 0.438645
0.055080 0.055080
VEC specification imposes 2 unit root(s).
Hình 4.1. Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình
Kết quả kiểm định cho thấy các dấu chấm đều nằm trên và trong vòng tròn đơn vị, chứng tỏ mơ hình VECM được thiết lập là đạt yêu cầu, tức các biến như trong phân tích thực sự có tác động với nhau.
4.7 Thảo luận kết quả nghiên cứu
4.7.1 Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa các biến
Kiểm định nhân quả Granger đối với từng cặp biến cung tiền, thanh khoản, giá cổ phiếu và thu nhập cho thấy không phải tất cả các cặp biến đều có ảnh hưởng nhân quả hai chiều với nhau. Với bộ dữ liệu chuỗi thời gian của Việt Nam trong giai đoạn từ quí 1/2001 đến q 4/2012 đã cho thấy, chỉ có cung tiền có thể giúp dự báo thanh khoản.
Cung tiền M2 ảnh hưởng đến thanh khoản LQ
Kết quả về kiểm định Granger đã cho thấy mối liên hệ giữa cung tiền và thanh khoản. Điều này cho thấy các yếu tố của chính sách tiền tệ của Việt Nam giai đoạn này đã ảnh hưởng một cách có ý nghĩa đến nhau với độ trễ là 2 quý. Khi cung tiền thay đổi sẽ làm ảnh hưởng đến tính thanh khoản.
Qua đó, nghiên cứu cho thấy được việc thực hiện chính sách tiền tệ ở Việt Nam nên sử dụng công cụ can thiệp đến cung tiền của hệ thống ngân hàng sẽ ảnh hưởng đến tính thanh khoản của nền kinh tế (hay dự trữ của hệ thống ngân hàng) hơn là các công cụ khác.
4.7.2 Kết quả đo lường mối quan hệ giữa các biến bằng VECM
Tổng hợp lại các kết quả nghiên cứu định lượng cho thấy cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu tại Việt Nam giai đoạn 2001-2012 có mối liên hệ với nhau trong dài hạn.
Nghiên cứu của Mohamed Ariff và cộng sự (2012) tại thị trường Canada 1960 – 2011 tương tự với trường hợp Việt Nam giai đoạn 2001 - 2012 khi cho thấy rằng thanh khoản có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu, bằng chứng thực nghiệm từ bài nghiên cứu cho thấy thanh khoản có ảnh hưởng cùng chiều đến giá cổ phiếu, đồng thời cung tiền cũng thể hiện mối liên hệ với giá cổ phiếu là ảnh hưởng cùng chiều, điều
này chứng tỏ khi nền kinh tế thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng, cung tiền của nền kinh tế tăng lên thì giá cổ phiếu cũng tăng. Mặt khác, kết quả cho thấy GDP có mối quan hệ ngược chiều với thanh khoản và lạm phát có mối quan hệ ngược chiều với cung tiền.
Giá cổ phiếu chịu tác động bởi thanh khoản
Ở Việt Nam, mối quan hệ này được thể hiện thơng qua kênh tín dụng ngân hàng. Khi các ngân hàng thương mại gửi tiền nhiều hơn tại Ngân hàng Nhà nước do tỷ lệ dự trữ bắt buộc tăng lên thì tính thanh khoản của hệ thống ngân hàng giảm xuống, ảnh hưởng tiêu cực đến hoạt động tín dụng bằng hình thức giải ngân. Từ đó, các doanh nghiệp sẽ bị hạn chế trong việc tiếp cận nguồn vốn để đầu tư hoặc tái đầu tư sản xuất kinh doanh, kéo theo giá trị cổ phiếu sẽ giảm đi. Ngược lại, khi ngân hàng nhà nước hạ thấp tỷ lệ dự trữ bắt buộc thì hệ ngân hàng thương mại sẽ đạt được trạng thái thanh khoản dồi dào do tiền dự trữ thấp. Ngân hàng sẽ luôn đáp ứng được nhu cầu vốn của các doanh nghiệp, làm tăng giá trị cổ phiếu.
Số liệu trong nghiên cứu này cho thấy khoảng thời gian từ giữa năm 2005 - 2006 đến đầu năm 2007, tiền dự trữ của hệ thống ngân hàng thương mại chỉ tăng nhẹ, chủ yếu là do xu hướng chung, thực sự trong giai đoạn này các ngân hàng thương mại dự trữ không nhiều, tốc độ tăng chậm, tạo điều kiện cho hoạt động tín dụng, đây cũng là lúc giá cổ phiếu tăng khá mạnh. Tuy nhiên, giai đoạn 2008 – 2009 khi lượng tiền dự trữ tăng khá dốc cũng là lúc trượt giảm của giá cổ phiếu. Và từ sau năm 2009, ta có thể thấy rõ mối quan hệ ngược chiều này giữa dự trữ và giá cổ phiếu hay nói cách khác đó là mối quan hệ cùng chiều của thanh khoản và giá cổ phiếu.
Giá cổ phiếu chịu tác động bởi cung tiền
Mối quan hệ cùng chiều giữa cung tiền với giá cổ phiếu thể hiện sự kích thích kinh tế bằng chính sách tiền tệ. Khi Ngân hàng Nhà nước thực hiện chính
sách tiền tệ mở rộng làm tăng lượng cung tiền, khi đó đẩy mạnh hoạt động tín dụng của hệ thống ngân hàng thương mại, kích thích hoạt động đầu tư sản xuất kinh doanh từ các doanh nghiệp, giúp cho giá trị cổ phiếu tăng lên. Ngược lại, nếu Ngân hàng Nhà nước thức hiện chính sách thắt chặt tiền tệ làm cho lượng cung