Tốc độ tăng cung tiền M2 của Việt Nam khá cao so với các nước trong khu vực và có xu hướng đi lên theo thời gian.
Trong giai đoạn từ năm 2009 đến năm 2010 trong tổng chi ngân sách, tỷ trọng chi cho đầu tư, chi cho lĩnh vực xã hội luôn ở mức khá cao, nhất là chi cho đầu tư công, nhằm ngăn chặn đà suy giảm kinh tế do ảnh hưởng của cuộc suy thối kinh tế tồn cầu, đầu tư công tăng rất cao, gây sức ép làm tăng tổng cầu. Để bù đắp thâm hụt ngân sách, Chính phủ đã phải huy động nhiều hơn nguồn vốn trong xã hội thông qua việc phát hành trái phiếu, tín phiếu Kho bạc và vay nợ quốc tế thậm chí là tăng thuế. Việc phát hành trái phiếu, tín phiếu này sẽ khơng tác động làm thay đổi M2 nếu được bán cho cơng chúng (hộ gia đình và doanh ghiệp). Nhưng thực tế số trái phiếu này hầu hết bán cho tổ chức
tín dụng và các tổ chức tín dụng sử dụng để chiết khấu hoặc bán cho Ngân hàng Nhà nước qua nghiệp vụ thị trường mở, theo đó đã trở thành một nhân tố làm tăng M2.
3.5.2.7. Chỉ số thị trường chứng khốn (Vn-Index)
Hình 3.7: Biểu thị chỉ số thị trường chứng khoán (Vn-Index) từ 2008-2012
Chỉ số thị trường chứng khoán (Vn-Index) khởi đầu năm 2008 tại mức điểm 844.11 và dần mất đi gần 60% giá trị, giảm điểm mạnh trong 6 tháng đầu năm 2008. Đến tháng 8/2008 mức cầu mạnh, khối lượng giao dịch và giá trị giao dịch thường xuyên ở mức cao nên Vn-Index tăng được 87,74 điểm, tương đương 19,43% so với tháng trước. Tuy nhiên, đến tháng 10/2008, TTCK trở lại xu hướng giảm do tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu. Kết thúc năm 2008, Vn-Index giảm mất 223,48 điểm, tương đương 41,45% so với cùng kỳ năm trước.
Năm 2009, dù kinh tế gặp nhiều khó khăn nhưng là một năm đánh dấu bước phát triển mạnh mẽ của TTCK. Vn-Index đã tăng 57% trong năm 2009, từ mức 315,62 điểm vào tháng 12/2008 lên mức 494,77 điểm vào tháng 12/2009. So với mức điểm 245,74 được thiết lập vào tháng 2, Vn-Index đã
tăng 101,34%.
Năm 2010, hoạt động TTCK khó khăn và hầu hết các cổ phiếu đều giảm giá. Vn-Index đóng cửa 481.96 điểm. Nửa đầu năm 2010, thị trường dao động với biên độ hẹp, nguyên nhân chủ yếu là do tâm lý thận trọng của nhà đầu tư và sự khan hiếm của dòng tiền. Vàthị trường chứng khoán bắt đầu phục hồi từ cuối tháng 12.
Trong hai quý đầu của năm 2011, bất ổn ở nền kinh tế vĩ mô trong nước, đặc biệt bắt đầu từ lúc tỷ giá điều chỉnh tăng thêm 9,3% và lạm phát tăng mạnh trong tháng 2 thì cũng là lúc xu hướng giảm điểm chiếm ưu thế trên thị trường chứng khoán. Chốt phiên giao dịch tháng 12/2011, Vn-Index đóng cửa ở 351,55 điểm, giảm mạnh 27,46% so với đầu năm 2011.
5 tháng đầu năm 2012, thị trường tăng sau một khoảng dài giảm điểm trong năm 2011, Vn-Index tăng gần 40%. Tuy nhiên, 6 tháng cuối năm 2012 lại xảy ra nhiều sự kiện khiến TTCK sụt giảm, VN Index ở mức 413,73 điểm cuối tháng 12.
CHƯƠNG IV – PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH
4.1. Tổng hợp dữ liệu thống kê
Bảng 4.1: Tổng hợp thống kê dữ liệu
Thời gian FFR NEER IPI CPI I M2 Vn-Index
01-2008 3,94 9,6860 4,8790 4,8410 14,87 14,0589 6,7383 02-2008 2,98 9,6836 4,6941 4,8765 7,10 14,0758 6,5193 03-2008 2,61 9,6778 4,8652 4,9055 4,22 14,0923 6,2478 04-2008 2,28 9,6783 4,8813 4,9278 13,42 14,1086 6,2584 05-2008 1,98 9,6862 4,9090 4,9660 11,42 14,1246 6,0261 06-2008 2,00 9,7120 4,8934 4,9870 16,07 14,1403 5,9900 07-2008 2,01 9,7108 4,9038 4,9980 13,44 14,1558 6,1123 08-2008 2,00 9,7108 4,8881 5,0137 14,03 14,1711 6,2899 09-2008 1,81 9,7121 4,8714 5,0157 10,91 14,1861 6,1240 10-2008 0,97 9,7118 4,8675 5,0137 10,63 14,2010 5,8495 11-2008 0,39 9,7100 4,9373 5,0062 8,72 14,2156 5,7517 12-2008 0,16 9,7396 4,9544 4,9994 5,18 14,2300 5,7545 01-2009 0,15 9,7397 4,7791 5,0182 6,27 14,2516 5,7144 02-2009 0,22 9,7393 4,8146 5,0204 6,27 14,2728 5,5043 03-2009 0,18 9,7383 4,9236 5,0189 6,15 14,2935 5,6372 04-2009 0,15 9,7373 4,9207 5,0158 5,81 14,3138 5,7734 05-2009 0,18 9,7373 4,9366 5,0202 5,61 14,3337 6,0201 06-2009 0,21 9,7382 4,9530 5,0257 5,50 14,3532 6,1054 07-2009 0,16 9,7390 4,9815 5,0309 5,42 14,3724 6,1458 08-2009 0,16 9,7394 4,9843 5,0333 6,53 14,3911 6,3040 09-2009 0,15 9,7404 4,9918 5,0395 5,86 14,4096 6,3646 10-2009 0,12 9,7416 4,9979 5,0431 6,22 14,4277 6,3752 11-2009 0,12 9,7957 5,0173 5,0486 7,50 14,4455 6,2228 12-2009 0,12 9,7948 5,0492 5,0623 9,97 14,4629 6,2041 01-2010 0,11 9,7948 5,0252 5,0759 9,82 14,4874 6,1779 02-2010 0,13 9,8279 4,8048 5,0953 6,41 14,5113 6,2084 03-2010 0,16 9,8279 5,0272 5,1027 6,92 14,5346 6,2131 04-2010 0,20 9,8279 5,0140 5,1041 6,92 14,5574 6,2959 05-2010 0,20 9,8279 5,0562 5,1068 6,13 14,5796 6,2294 06-2010 0,18 9,8279 5,0537 5,1090 6,22 14,6014 6,2288 07-2010 0,18 9,8279 5,0857 5,1096 6,66 14,6228 6,2024 08-2010 0,19 9,8486 5,0802 5,1119 6,86 14,6437 6,1205 09-2010 0,19 9,8486 5,0524 5,1249 6,19 14,6641 6,1192
Thời gian FFR NEER IPI CPI I M2 Vn-Index 10-2010 0,19 9,8486 5,1186 5,1354 8,13 14,6842 6,1151 11-2010 0,19 9,8486 5,1358 5,1538 8,49 14,7038 6,1128 12-2010 0,18 9,8486 5,1168 5,1735 9,97 14,7231 6,1834 01-2011 0,17 9,8486 5,1084 5,1907 12,89 14,7330 6,2356 02-2011 0,16 9,9366 4,9207 5,2114 12,46 14,7428 6,1342 03-2011 0,14 9,9380 5,0870 5,2328 12,07 14,7525 6,1337 04-2011 0,10 9,9378 5,0944 5,2655 12,75 14,7621 6,1740 05-2011 0,09 9,9351 5,1192 5,2873 11,78 14,7716 6,0435 06-2011 0,09 9,9339 5,1114 5,2982 11,75 14,7811 6,0697 07-2011 0,07 9,9334 5,1011 5,3098 11,18 14,7904 6,0056 08-2011 0,10 9,9344 5,1411 5,3190 11,89 14,7997 6,0514 09-2011 0,08 9,9344 5,1192 5,3272 11,31 14,8089 6,0582 10-2011 0,07 9,9429 5,1527 5,3308 10,93 14,8180 6,0422 11-2011 0,08 9,9429 5,1795 5,3347 12,45 14,8270 5,9420 12-2011 0,07 9,9441 5,2322 5,3400 14,12 14,8359 5,8624 01-2012 0,08 9,9441 4,9684 5,3500 13,27 14,8561 5,9609 02-2012 0,10 9,9441 5,0876 5,3636 11,06 14,8760 6,0455 03-2012 0,13 9,9441 5,1659 5,3651 7,65 14,8955 6,0891 04-2012 0,14 9,9441 5,1393 5,3657 2,53 14,9145 6,1607 05-2012 0,16 9,9441 5,1784 5,3675 4,80 14,9333 6,0619 06-2012 0,16 9,9441 5,1370 5,3648 6,04 14,9517 6,0459 07-2012 0,16 9,9441 5,1591 5,3619 3,15 14,9697 6,0270 08-2012 0,13 9,9441 5,1711 5,3682 2,25 14,9874 5,9815 09-2012 0,14 9,9441 5,1469 5,3900 2,48 15,0049 5,9727 10-2012 0,16 9,9441 5,2007 5,3985 2,22 15,0220 5,9621 11-2012 0,16 9,9441 5,2454 5,4031 1,58 15,0388 5,9344 12-2012 0,16 9,9441 5,2720 5,4058 5,16 15,0554 6,0252 4.2. Các bước thực nghiệm
Bước 1: Kiểm định tính dừng các biến bằng phương pháp kiểm định Phillips Perron (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%) của các biến trong phương trình.
Bước 2: Lần lượt kiểm định ý nghĩa của từng biến đã kiểm định tính dừng ở bước 1 bằng kiểm định Granger Causality tests (ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%), xem xét mức ý nghĩa các biến duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến khơng có ý nghĩa.
Bước 3: Sau khi đã thực hiện kiểm định Granger Causality tests bài nghiên cứu tiến hành tìm độ trễ tối ưu đối với các biến có ý nghĩa.
Bước 4: Đưa các biến có ý nghĩa vào phương trình SVAR để xác định phản ứng đẩy (cho thấy sự đóng góp của cú sốc xảy ra trong phần dư của biến độc lập tác động đến giá chứng khoán Vn-Index).
Bước 5: Đưa các biến có ý nghĩa vào phương trình SVAR để phân rã phương sai (cho thấy cú sốc của biến độc lập giải thích cho phương sai của sai số khi dự báo giá chứng khoán Vn-Index).
Bước 6: Kiểm tra độ chắc chắn của kết quả so với mơ hình mới, được nới lỏng một số giả định.
4.3. Kết quả chạy mơ hình
Bước 1: Kiểm định tính dừng bằng phương pháp kiểm định nghiệm
đơn vị Phillips Perron.
Bài nghiên cứu có kết quả về tính dừng của các biến như sau:
Bảng 4.2: Bảng kiểm định tính dừng theo Phillips Perron
Varriables Phillips-Perron test statistic
Level 1st difference t-Sattistic t-Sattistic FFR -6.037561*** NEER -1.950965 -8.003679*** IPI -2.366667 -11.94107*** CPI -1.626247 -3.756604** I -2.894838* M2 -0.693122 -2.831067* Vn-Index -3.622144***
Kêt luận: Kết quả cho thấy:
3 biến (FFR, I và Vn-Index) dừng ngay ở chuỗi gốc.
4 biến (NEER, IPI, CPI và M2) dừng tại sai phân bậc 1.
Bước 2: Lần lượt kiểm định ý nghĩa của từng biến đã kiểm định tính
1%, 5%, 10%), xem xét mức ý nghĩa các biến để duy trì các biến quan trọng và loại bỏ các biến khơng có ý nghĩa.
Vì tổng số quan sát khơng nhiều là 60 quan sát nên bài nghiên cứu lấy độ trễ là 4 khi kiểm định Granger Causality tests để phù hợp với số liệu mẫu và đảm bảo tính chính xác.
Bảng 4.3: Bảng kết quả kiểm định Granger Causality tests
Biến Độ trễ Chi2 (vì n>30) Kết quả
FFR 1 0.0328** Chọn 2 0.0878* 3 0.2883 4 0.0170** NEER 1 0.7807 Loại bỏ 2 0.6423 3 0.5191 4 0.7460 IPI 1 0.0391** Chọn 2 0.0444** 3 0.1418 4 0.3635 CPI 1 0.4050 Loại bỏ 2 0.1536 3 0.2603 4 0.1418 I 1 0.5185 Chọn 2 0.8655 3 0.1972 4 0.0009*** M2 1 0.8401 Loại bỏ 2 0.9084 3 0.8702 4 0.9347 Kiểm định Granger Causality tests với:
giả thuyết đối với (H0): khơng có Granger;
giả thuyết đối với (H1): có Granger.
nghiệp (IPI), lãi suất liên ngân hàng qua đêm (I) và chỉ số thị trường chứng khoán (Vn-Index)) khá nhỏ và có mức ý nghĩa thống kê ở các mức ý nghĩa (1%, 5% và 10%) nên bác bỏ giả thuyết H0.
Đồng thời loại bỏ 3 biến (tỷ giá hối đoái giữa Việt Nam và Mỹ (NEER), chỉ số giá tiêu dùng trong nước (CPI) và cung tiền (M2)) vì giá trị Chi2 của từng biến khá lớn và khơng có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10% nên bài nghiên cứu loại ra khỏi mơ hình.
Bước 3: Sau khi đã thực hiện kiểm định Granger Causality tests bài
nghiên cứu tiến hành tìm độ trễ tối ưu đối với 4 biến có ý nghĩa ở Bước 2.
Bảng 4.4: Bảng kết quả xác định độ trễ tối ưu
Exogenous: _cons
Endogenous: ffr D.ipi i vnindex
2 82.0322 49.096* 16 0.000 2.4e-06* -1.61516* -1.11369* -.324816 1 57.4843 337.82 16 0.000 3.2e-06 -1.31524 -1.03664 -.598379* 0 -111.426 .000675 4.05002 4.10574 4.19339 lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC Sample: 4 - 60 Number of obs = 57 Selection-order criteria
. varsoc ffr d.ipi i vnindex,maxlag(2)
Theo đó, độ trễ tối ưu được chọn là 2. Do vậy, bài nghiên cứu sẽ xây dựng mơ hình SVAR với độ trễ là 2.
Bước 4: Đưa các biến có ý nghĩa vào phương trình SVAR để xác định
phản ứng đẩy (cho thấy sự đóng góp của cú sốc xảy ra trong phần dư của biến độc lập tác động đến giá chứng khốn Vn-Index).
Hình 4.1: Biểu đồ phản ứng IRFs của Vn-Index trước các biến số -.5 -.5 0 .5 1 1.5 -.5 0 .5 1 1.5 0 10 20 30 0 10 20 30
irf1, D.ipi, vnindex irf1, ffr, vnindex
irf1, i, vnindex irf1, vnindex, vnindex
95% CI structural irf
step
Graphs by irfname, impulse variable, and response variable
Hình 4.1 trình bày phản ứng của các biến thuộc chính sách tiền tệ trước tác động của một cú sốc gia tăng chỉ số giá chứng khoán Vn-Index. Ở đây đặc biệt chú ý đến phản ứng của 2 biến lãi suất quỹ dự trữ liên bang Mỹ FFR và lãi suất liên ngân hàng qua đêm I vì đây là 2 nhân tố phản ứng rõ nhất hiệu quả ổn định thị trường của những thay đổi trong chính sách tiền tệ. Từ kết quả IRF trên có thể thấy biến lãi suất quỹ dự trữ liên bang Mỹ FFR đã có phản ứng cùng chiều khi có cú sốc xảy ra. Cụ thể là khi áp dụng chính sách tiền tệ thắt chặt thì sẽ làm giảm giá chứng khoán Vn-Index, phản ứng của biến lãi suất quỹ dự trữ liên bang Mỹ FFR được ước lượng có ý nghĩa về mặt thống kê và đạt mức tối đa ở kỳ thứ 2 sau cú sốc (0.46). Trong khi phản ứng của biến lãi suất liên ngân hàng qua đêm I là có tác động gần như bằng khơng. Mặt khác, chỉ số giá chứng khoán (Vn-Index) chịu ảnh hưởng lớn nhất bởi cú sốc trong
phần dư của chính nó, ảnh hưởng này là cùng chiều, cụ thể đạt mức tối đa ở kỳ thứ 1 (1.01927) và đến kỳ thứ 6 thì tắt hẳn. Nguyên nhân chủ yếu là giá trần và giá sàn trong thị trường chứng khốn được căn cứ tính theo quy định điều chỉnh biên độ dao động giá chứng khốn. Do đó khi thị trường đang trên đà sụt giảm thì chỉ số giá chứng khoán (Vn-Index) của kỳ sau sẽ có xu hướng tiếp tục giảm so với kỳ trước đó.
Bước 5: Đưa các biến có ý nghĩa vào phương trình SVAR để phân rã
phương sai (cho thấy cú sốc của biến độc lập giải thích cho phương sai của sai số khi dự báo giá chứng khốn Vn-Index).
Bảng 4.6: Kết quả phân tích phân rã phương sai
Thời kỳ (tháng) FFR IPI I Vn-Index
01 14,0636 0,3402 0,1212 85,4750 02 19,0509 3,2552 0,0177 77,5168 03 22,8329 2,3658 0,1578 74,6436 04 25,1467 2,1091 0,1359 72,6083 05 26,1679 2,0985 0,1345 71,5991 06 26,4591 2,0645 0,1424 71,3339 07 26,4561 2,0560 0,1553 71,3326 08 26,4214 2,0561 0,1677 71,3548 09 26,4482 2,0540 0,1772 71,3206 10 26,5275 2,0510 0,1848 71,2366 11 26,6236 2,0477 0,1913 71,1373 12 26,7088 2,0447 0,1970 71,0495 13 26,7711 2,0422 0,2024 70,9843 14 26,8104 2,0404 0,2075 70,9417 15 26,8317 2,0391 0,2124 70,9167 16 26,8412 2,0382 0,2171 70,9035 17 26,8437 2,0375 0,2214 70,8974 18 26,8426 2,0370 0,2253 70,8950 19 26,8400 2,0367 0,2287 70,8945 20 26,8370 2,0365 0,2317 70,8948
Thời kỳ (tháng) FFR IPI I Vn-Index
21 26,8342 2,0363 0,2342 70,8953
22 26,8317 2,0362 0,2363 70,8959
23 26,8296 2,0361 0,2380 70,8963
24 26,8279 2,0360 0,2394 70,8967
Hình 4.2: Kết quả phương rã phương sai
Bảng 4.6 trình bày kết quả phân rã phương sai đối với biến chỉ số giá chứng khốn Vn-Index. Theo đó, trong ngắn hạn những thay đổi trong chỉ số giá chứng khoán Vn-Index chịu tác động chủ yếu từ cú sốc của chính nó (85,48%) ở kỳ thứ 1 và biến động của biến lãi suất quỹ dự trữ liên bang Mỹ FFR (14,06%), nhân tố trong trong nước có ảnh hưởng rất nhỏ trong đó tác động từ biến chỉ số sản xuất công nghiệp IPI (0,34%) và biến lãi suất liên ngân
hàng qua đêm I (0,12%). Tuy nhiên mức độ ảnh hưởng của các biến này có khuynh hướng tăng dần ở những tháng sau đó.
Xét trong trung hạn, tầm quan trọng của các nhân tố đối với biến chỉ số giá chứng khốn Vn-Index cũng khơng thay đổi nhiều, chiếm ưu thế hơn cả vẫn là tác động từ biến lãi suất quỹ dự trữ liên bang Mỹ FFR (26,83%) ở kỳ thứ 20 và của cú sốc chính nó (70,89%). Khối các biến trong nước, vai trị của biến chỉ số sản xuất công nghiệp IPI cũng có sự gia tăng ảnh hưởng tương đối (chiếm khoảng 2,03%), tác động của biến lãi suất liên ngân hàng qua đêm I cũng gia tăng sau 20 kỳ (0,23%). Tổng hợp các kết quả thực nghiệm phân rã phương sai đối với biến chỉ số giá chứng khốn Vn-Index trên, bài nghiên cứu có một số nhận định như sau:
Đầu tiên, với vị thế là một nước có nền kinh tế mở cửa, đã hội nhập về thương mại và tài chính nên vẫn chịu ảnh hưởng từ các chính sách tiền tệ của quốc gia có nền kinh tế lớn như Mỹ. Và vì tính chất khó kiểm sốt của những biến động này nên nền kinh tế trong nước, cụ thể là thị trường chứng khốn có nguy cơ dễ bị tổn thương khi các cú sốc thuộc chính sách tiền tệ từ bên ngồi xảy ra.
Tiếp đến, thị trường chứng khốn khá non trẻ nên phải cịn chịu sự quản lý chặt chẽ của nhà nước, làm giảm tính hiệu quả thị trường chứng khoán.
Bước 6: Kiểm tra độ chắc chắn của kết quả so với mơ hình mới. Mơ hình quy tắc chính sách tiền tệ được nới lỏng một số giả định. Hàm phản ứng xung IRF
So với mơ hình ban đầu đã giả định Ngân hàng nhà nước không phản ứng với các giá trị hiện tại của chỉ số sản xuất cơng nghiệp thì mơ hình quy tắc chính sách tiền tệ nới lỏng giả định này và ước lượng hệ số b32.