CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 Kết quả hồi quy dữ liệu Việt Nam
4.2.2 Kết quả hồi quy dữ liệu giai đoạn trước khủng hoảng (từ tháng 8/2005 đến
đến tháng 12/2007)
Nhằm so sánh các mối quan hệ giữa các biến đối với chỉ số giá chứng khoán giữa các giai đoạn (giai đoạn có khủng hoảng và giai đoạn bình thường). Bài luận tiếp tục chia giai đoạn mẫu thành 2 giai đoạn con gồm giai đoạn trước khủng hoảng (8/2005 – 12/2007) và giai đoạn có khủng hoảng (1/2008 – 05/2014) dựa vào kiểm định nghiệm đơn vị với một cấu trúc điểm gãy đã trình bày kết quả ở bảng 4.2 và bảng 4.3
4.2.2.1 Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bảng 4.8: Kiểm tra tính dừng cho các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 8/2005 đến tháng 12/2007
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm thống kê
Ghi chú: L là kí hiệu sau khi lấy logarithmm cho các chuỗi dữ liệu. D là kí hiệu
cho sai phân bậc 1 của các chuỗi dữ liệu tương ứng, viết tắt là I(1).
Chuỗi dữ liệu ADF test PP test
Log chỉ số giá chứng khoán VN-Index
LSP -2.261033 -1.66735
DLSP -3.595491*** -3.616509*** Log tỉ giá hối đoái LEX -4.253166** -3.626208** Log dự trữ nước ngoài LFR -2.369738 3.930574
DLFR -1.739714* -1.739714*
Lãi suất qua đêm INT -0.222687 -0.063923
DINT -7.253563*** -7.253563*** Log chỉ số chứng khoán
châu Á
LAS -2.282977 -2.330497
DLAS -5.423246*** -5.526834***
Log giá dầu thế giới LOIL 0.824135 0.859094
Giả thuyết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (tức là khơng có tính dừng) với 1 điểm gãy cấu trúc. Ký hiệu ***, **, * cho biết mức ý nghĩa lần lượt 1%, 5 % hoặc 10%. Các giá trị t – statistics được tiến hành theo kiểm định của Augumented Dickey – Fuller (ADF) test và Phillips – Perron (PP) test
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 8 năm 2005 cho đến tháng 12 năm 2007. Kết quả kiểm định cho thấy hầu hết các chuỗi dữ liệu đều là các chuỗi I(1), chỉ có chuỗi dữ liệu tỷ giá hối đối trong giai đoạn này là chuỗi I(0). Vì thế, trong giai đoạn trước khủng hoảng ở Việt Nam, bài nghiên cứ sẽ tiến hành hồi quy mơ hình ARDL để ước lượng mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các nhân tố tác động đến giá chứng khoán
4.2.2.2 Tiến hành lựa chọn độ trễ tối ưu của mơ hình
Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến của mơ hình ARDL thực hiện khá phức tạp. Đối với việc ước lượng thơng thường thì cần thực hiện hồi quy từng mơ hình, sau đó so sánh các chỉ số chọn mơ hình để lựa chọn được độ trễ tối ưu mơ hình. Bài nghiên cứu này đã kết hợp sử dụng thêm phần mêm Microfit4, phần mềm này có ưu điểm là sẽ tự chạy ra các mơ hình và tự so sánh để chọn ra mơ hình có độ trễ tối ưu tối ưu. Từ đó, bài nghiên cứu đã cho ra kết quả tối ưu của mơ hình ARDL như sau: ARDL (1, 0, 1, 2, 0, 2), với độ trễ tối đa là 2. Kết quả độ trễ này lần lượt ứng với thứ tự các biến như sau: LSP, LEX, INT, LFR, LAS và LOIL.
4.2.2.3 Kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa các biến
Bảng 4.9: Kiểm định Wald test đối với các hệ số trong dài hạn giai đoạn trước khủng hoảng ở Việt Nam
Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 2.346515 (5, 13) 0.1000
Chi-square 11.73258 5 0.0386
Null Hypothesis: C(9)=C(10)=C(11)=C(12)=C(13)=C(14) Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(9) - C(14) -0.404641 0.467133
C(10) - C(14) 0.943964 11.65033
C(11) - C(14) -0.382266 0.512837
C(12) - C(14) -1.454389 0.959184
C(13) - C(14) 1.433533 0.945966
Restrictions are linear in coefficients.
Kết quả kiểm định Wald test cho thấy các hệ số trong dài hạn đồng thời bằng 0. Điều này cho thấy khơng có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số đối với chỉ số chứng khoán Việt Nam. Kết quả này cũng giống như kết quả nghiên cứu của Abdalla và Murinde (1997) trong dữ liệu ở Philippines (1985 –
1994); Md. Lutfur Rahman và Jashim Uddin (2009) trong dữ liệu của
4.2.2.4 Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa chỉ số chứng khoán và các biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL
Bảng 4.10 (Phụ lục 7) cho thấy trong các hệ số hồi quy, chỉ có hệ số D(LOIL(-1)) = -1.061948 là có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0574), các yếu tố cịn lại khơng có tác động đến chỉ số giá chứng khốn tại thời điểm hiện tại.Kết quả này cũng giống như kết quả nghiên cứu của Md. Lutfur Rahman và Jashim
Uddin (2009) trong dữ liệu ở Bangladesh, Indian và Pakistan ( 2003- 2008); Akbar Tavakoli, Masood Dadashi (2013) trong dữ liệu của Iran (2002 – 2012).
4.2.2.5 Kiểm định phần dư của mơ hình
Kiểm định tính dừng
Kết quả kiểm định (Phụ lục 1.4) cho thấy phần dư của mơ hình ARDL là dừng với mức ý nghĩa thống kê rất cao (p – value = 0.0000) chỉ ra mơ hình với chuỗi dữ liệu là phù hợp
Kiểm định tự tương quan của mơ hình hồi quy
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mơ hình hồi quy theo phương pháp LM Tests (Phụ lục 1.5) cho thấy khơng có tự tương quan bậc cao trong mơ hình hồi quy với mức ý nghĩa thống kê là 10%.
Từ các kết quả kiểm định tính dừng, tự tương quan trong mơ hình hồi quy cho thấy phần dư từ mơ hình ARDL là một nhiễu trắng (White noise). Khi đó, kết quả ước lượng mơ hình sẽ là một ước lượng BLUE (Best Linear Unbiaes Estimator – Ước lượng không thiên lệch tuyến tính tốt nhất). Do đó, kết quả hồi quy này là đáng tin cậy.
4.2.3 Kết quả hồi quy giai đoạn khủng hoảng (từ tháng 1/2008 đến tháng 5/2014) 5/2014)
4.2.3.1 Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bảng 4.11 (Phụ lục 7) trình bày kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 1 năm 2008 cho đến tháng 5 năm 2014. Kết quả kiểm định cho thấy chỉ có chuỗi số liệu về giá chứng khoán là dừng ở chuỗi gốc (là chuỗi I(0)), còn tất cả các chuỗi dữ liệu khác đều là chuỗi I(1). Từ kết quả này, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy tác động của các nhân tố khác tác động đến chỉ số giá chứng khốn thơng qua mơ hình ARDL
4.2.3.2 Tiến hành lựa chọn độ trễ tối ưu của mơ hình
Phần này cũng lập luận tương tự như giai đoạn trước khủng hoảng. Từ đó, bài nghiên cứu đã cho ra kết quả tối ưu của mơ hình ARDL như sau: ARDL (3,1,0,3,3,3), với độ trễ tối đa là 3. Kết quả độ trễ này lần lượt ứng với thứ tự các biến như sau: LSP, LEX, INT, LFR, LAS và LOIL.
4.2.3.3 Kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa các biến
Bảng 4.12: Kiểm định Wald test đối với các hệ số trong dài hạn Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 5.556074 (5, 51) 0.0004
Chi-square 27.78037 5 0.0000
Null Hypothesis: C(16)=C(17)=C(18)=C(19)=C(20)=C(21) Null Hypothesis Summary:
C(16) - C(21) -0.178012 0.134239
C(17) - C(21) -0.360271 0.205921
C(18) - C(21) 0.181011 0.111248
C(19) - C(21) 0.284478 0.147205
C(20) - C(21) 0.740049 0.244077
Restrictions are linear in coefficients.
Kết quả kiểm định Wald test cho thấy các hệ số trong dài hạn không đồng thời bằng 0. Điều này cho thấy có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số đối với chỉ số chứng khoán Việt Nam.
4.2.3.4 Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa chỉ số chứng khoán và các biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL các biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL
Kết quả của các hệ số vĩ mơ được tóm tắt trong bảng 4.13 và bảng 4.14 (phụ lục 7). Trong các hệ số hồi quy D(LSP(-1)), D(LSP(-2)), D(LSP(-4)), chỉ có hệ số D(LSP(-1)) = 0.244723 là có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0268), trong khi 2 hệ số cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy trong ngắn hạn ở giai đoạn này, chỉ số giá chứng khốn VN-Index chỉ bị ảnh hưởng bởi chính nó trong 1 tháng trước, cịn tại các tháng trước đó nữa (từ 2 tháng trước trở lên), các giá trị này khơng có tác động đến chỉ số giá chứng khoán tại thời điểm hiện tại.
- Hệ số hồi quy với LEX = -0.540601 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0019) cho thấy trong dài hạn, khi tỉ giá hối đoái tăng lên 1% (hay đồng nội tệ yếu đi 1%) thì trung bình giá trị của thị trường chứng khốn VN-Index cũng sẽ giảm tương ứng 0.5406% điểm. Hệ số hồi quy với DLEX = -1.492093 và cũng có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0442) cho thấy trong giai đoạn này, ngay tại thời điểm hiện tại, khi tỉ giá hối đoái tăng lên 1% (hay đồng nội tệ yếu đi 1%) thì trung bình giá trị của thị trường chứng khoán VN-Index sẽ giảm đi 1.4921% điểm. Điều này cho thấy trong giai đoạn này, cả trong ngắn hạn lẫn trong dài hạn, biến động tỉ giá hối đoái là ngược chiều đối với biến động của chỉ số giá chứng khoán. Kết quả này lại khẳng định một lần nữa đối với nghiên cứu của
Abdalla và Murinde (1997) ở Ấn Độ, Hàn Quốc, Pakistan, (1985 – 1994); Chien- Hsiu Lin (2011) ở Philippines (1997 - 1999); Dargar và Nazari (2012) ở Iran
(2007 - 2012); Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013) ở dữ liệu Việt Nam (2000 - 2011).
- Hệ số hồi quy với biến INT và biến DINT đều khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa thống kê là 10%. Điều này cho thấy trong giai đoạn này, chưa thể kết luận về tác động của lãi suất trên thị trường đối với chỉ số chứng khoán VN-Index. Kết quả này cũng giống với nghiên cứu của Chien-Hsiu Lin (2011) ở Ấn Độ và Indonesia (1997 – 1999)
- Hệ số hồi quy với LFR = 0.29064 và có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0602). Điều này cho thấy ở giai đoạn này, trong dài hạn, khi dự trữ nước ngồi tăng lên 1% thì sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng lên 0.2906% điểm. Trong khi đó, các hệ số hồi quy D(LFR), D(LFR(-1)), D(LFR(-2)), chỉ có hệ số D(LFR) = 0.294462 là có ý nghĩa thống kê (p – value = 0.0752), trong khi 2 hệ số cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cũng cho thấy dự trữ nước ngồi vừa có tác động cùng chiều ngay tức thì cũng như tác động cùng chiều trong dài hạn lên thị trường chứng khoán Việt Nam. Các tác động trong các thời điểm trong ngắn hạn cũng gần tương tự với tác động chung trong dài hạn đối với chỉ số chứng khoán VN-Index. Kết quả này cũng đúng trong nghiên cứu của
Adnan Husain, Irfan Lal, Muhammad Mubin (2009) ở Pakistan (1989 - 2009) - Hệ số hồi quy LAS = 1.56197 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0006) cho thấy ở giai đoạn này, trong dài hạn, khi chỉ số chứng khoán chung của toàn thị trường châu Á tăng lên 1% thì chỉ số chứng khốn chung của Việt Nam sẽ tăng lên 1.56197% điểm. Trong ngắn hạn, hệ số DLAS = 0.421674 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0164); trong khi hệ số DLAS(-2) = - 0.526983 và cũng có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0023). Điều này cho thấy ngay tức thì, khi chỉ số chung của thị trường chứng khốn châu Á tăng điểm thì ngay lập tức nó sẽ kéo theo sự tăng điểm của thị trường chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, sau đó 2 tháng thì sẽ có một sự điều chỉnh giảm. Nhìn chung,
trong cả giai đoạn dài hạn của giai đoạn này, chỉ số chung của thị trường chứng khốn châu Á sẽ có tác động cùng chiều đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này cũng tương đồng với kết quả trong giai đoạn tổng thể và khẳng đã khẳng định lại kết quả nghiên cứu của Chien-Hsiu Lin (2011) ở Ấn Độ,
Indonesia, Hàn Quốc, Philippines, Đài Loan và Thái Lan (1986 - 2010).
- Hệ số hồi quy với LOIL = -0.50323 và có p – value = 0.1051. Mặc dù đưa ra mức ý nghĩa thống kê cho bài nghiên cứu này là 10%, trong p – value = 10.51% cũng gần bằng với mức ý nghĩa thống kê của bài nghiên cứu nên bài nghiên cứu cũng sẽ chấp nhận kết quả này là có ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy ở giai đoạn này, trong dài hạn, khi chỉ số giá dầu của thế giới tăng lên 1% thì chỉ số chứng khoán chung của Việt Nam sẽ giảm đi 0.50323%. Trong ngắn hạn, chỉ có hệ số DLOIL(-2) = 0.375111 và có ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0027). Điều này cho thấy tác động kì vọng của giá dầu trong giai đoạn này sẽ cần một độ trễ sau 2 tháng mới có thể ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Đây cũng là kết quả trong nghiên cứu của tác giả Dargar và Nazari (2012) ở Iran (2007 - 2012) và Goswami và Jung (1997) ở dữ liệu Hàn
Quốc (1980 - 1996).
- Hệ số tốc độ hiệu chỉnh sai số ECM(-1) có giá trị là -0.358849 và có ý nghĩa thống kê cao với p – value = 0.0001. Điều này cho thấy, ở giai đoạn này, trong ngắn hạn, khi có một sự thay đổi khỏi vị trí cân bằng của chỉ số giá chứng khoán so với dài hạn (do tác động từ các nhân tố khác) thì tại thời điểm sau đó, tác động này sẽ có xu hướng trở lại vị trí cân bằng, với tốc độ là 35.8849% mức độ biến động.
4.2.3.5 Kiểm định phần dư của mơ hình
Kiểm định tính dừng
Kết quả kiểm định (Phụ lục 1.6) cho thấy phần dư của mơ hình ARDL là dừng với mức ý nghĩa thống kê rất cao (p – value = 0.0000) chỉ ra mơ hình với chuỗi dữ liệu là phù hợp
Kiểm định tự tương quan của mơ hình hồi quy
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mơ hình hồi quy theo phương pháp LM Tests cho thấy khơng có tự tương quan bậc cao trong mơ hình hồi quy với mức ý nghĩa thống kê là 10%.
Từ các kết quả kiểm định tính dừng, tự tương quan trong mơ hình hồi quy cho thấy phần dư từ mơ hình ARDL là một nhiễu trắng (White noise). Khi đó, kết quả ước lượng mơ hình sẽ là một ước lượng BLUE (Best Linear Unbiaes Estimator – Ước lượng khơng thiên lệch tuyến tính tốt nhất). Do đó, kết quả hồi quy này là đáng tin cậy.
4.3 Kết quả kiểm định một số nước mới nổi ASEAN
Bài nghiên cứu sẽ tiếp tục mở rộng cho các nước Thái Lan, Indonesia và Hàn Quốc. Trình tự các bước thực hiện sẽ tương tự kiểm định dữ liệu của Việt Nam.
Đối với Thái Lan ở giai đoạn tổng thể từ 2005 – 2014 và giai đoạn 2005 - 12/ 2007; đối với Indonesia ở giai đoạn 2008 - 2014 có tất cả chuỗi dữ liệu là I(1) nên mơ hình VECM được áp dụng. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen đều cho kết quả có một mối quan hệ đồng liên kết. Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư trong mơ hình cho các chuỗi phần dư là dừng với mức ý nghĩa thống kê rất cao (p-value = 0.000). Các giai đoạn còn lại ở các quốc gia gồm Hàn Quốc (cả ba giai đoạn: tổng thể, trước khủng hoảng và sau khủng hoảng); Thái Lan (giai đoạn sau khủng hoảng); Indonesia (giai đoạn tổng thể và trước khủng hoảng) có các chuỗi dữ liệu dừng ở các bậc khác nhau I(0) và I(1) nên mơ hình ARDL được áp dụng. Tiếp theo là các kiểm định Portmanteau tự tương quan phần dư của mơ hình với kết quả khơng có tự tương quan bậc cao trong mơ hình hồi quy với mức ý nghĩa thống kê 10%. Đồng thời kiểm định LM test tự tương quan phần dư của mơ hình cho kết quả khơng có tự tương quan bậc cao trong mơ hình hồi quy với mức ý nghĩa thống kê 10%. Cuối cùng tác giả kiểm định tính vững chắc của mơ hình (Inverse root) phần dư từ mơ hình ECM
là một nhiễu trắng ( White noise ) và mơ hình hồi quy là đáng tin cậy ( kết quả chi tiết ở phần phụ lục)
Sau đây là bảng tóm tắt kết quả về ý nghĩa và hệ số trong ngắn hạn và dài hạn của các giai đoạn tại bốn quốc gia
Bảng 4.15: Bảng tóm tắt kết quả tác động ngắn hạn và dài hạn tại Việt Nam, Thái Lan, Indonesia, Hàn Quốc
Dài Hạn Việt Nam Thái Lan Indonesia Hàn Quốc
2005 - 2014 LEX -2.123564* 7.91246 0.74202* 0.42443* INT -0.026895* 0.538215* -0.03193 0.01503 LFR 0.041751 2.938702* 0.76479* 0.46727* LAS 2.997881* -4.369944* 0.84197* 0.58273* LOIL -1.444003* 7.104946 -0.11456 -0.00857 2005 -12/ 2007 LEX - 0.351303 - -2.77009 INT - 0.012813 - 3.28157* LFR - -0.491841* - -31.37951* LAS - 0.814969* - 3.77907 LOIL - 0.326056* - 0.29826 01/ 2008 - 2014 LEX -1.50862* - 0.578473* 1.01682* INT 0.0019 - -0.005328 0.04491 LFR 0.29064* - 0.631104* 0.44802* LAS 1.56197* - 1.47905* 0.92581* LOIL -0.50323 - -0.412315* -0.04849 Ngắn hạn 2005 - 2014 DLEX 0.714856 0.715142* -0.243917 -0.290423* DINT 0.002326 0.008461 -0.002418 0.062487* DLFR -0.04063 0.089506 0.307262* -0.535969* DLAS 0.225823 0.184827 0.6337* 0.117824*
DLOIL -0.241569* -0.063191 0.017751 -0.066777 2005 -12/ 2007