Kết quả hàm phản ứng đẩy:

4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU:

4.3. Kết quả hàm phản ứng đẩy:

Từ phụ lục C – Đồ thị các hàm phản ứng đẩy cho thấy:

+ Các cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực đã tác động kéo lãi suất giảm xuống 0,08%, và kéo dài 7 tháng sau đó trước khi về trạng thái cân bằng. Cú sớc trong giá chứng khốn có tác động làm tăng lãi suất nhưng không lớn, chỉ ở mức khoảng 0,3%, tuy nhiên tác động này không tức thời nhưng lại kéo dài từ tháng 2 đến tháng thứ 8. Cú sốc từ nội tại bản thân lãi suất có tác động lớn nhất lên sự thay đổi trong lãi suất, và kéo dài trong 10 tháng sau đó để về vị thế cân bằng.

+ Phản ứng của tỷ giá trước chính các cú sớc tỷ giá được thể hiện rõ rang và chiếm tỷ lệ cao nhất, và kéo dài trong 6 tháng trước sau đó. Trong khi đó, phản ứng của tỷ giá thực hiệu lực trước các cú sớc lãi suất là khơng có xu hướng rõ ràng, tăng giảm bất thường với biên độ gần 4% trong 4 tháng đầu. Các cú sớc của giá chứng khốn có tác động khơng đáng kể đến tỷ giá hới đối thực hiệu lực, với biên độ nhỏ tăng/giảm khoảng 0,1% xảy ra trong 4 tháng đầu.

+ Phản ứng của giá chứng khốn trước các cú sớc lãi suất là không đáng kể, gần với mức 0, và chỉ xảy ra trong hai tháng đầu. Các cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực tác động làm tăng giá chứng khoán với biên độ nhỏ khoảng 0,1%, và ảnh hưởng trong vịng 4 tháng đầu. Cú sớc từ nội tại bản thân chính giá chứng khốn VNINDEX có tác động lớn nhất lên sự thay đổi trong giá chứng khoán VNINDEX, và kéo dài trong 7 tháng sau đó để về vị trí cân bằng.

Như vậy qua các hàm phản ứng đẩy và kiểm định nhân quả Granger có thể nhận thấy rằng là: Giữa các biến lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khoán VNINDEX là rất ít có sự tác động lẫn nhau. Đặc biệt là các tác động của các cú sốc giá chứng khoán VNINDEX lên tỷ giá hới đối thực hiệu lực, lãi suất là rất nhỏ; và ngược lại tác động của các cú sốc lãi suất và tỷ giá hới đối thực hiệu lực hầu như khơng có tác động lên giá chứng khốn VNINDEX. Tuy nhiên tồn tại mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hới đối thực hiệu lực, nhưng kết quả còn khá yếu, và biến động hàm phản ứng đẩy khơng rõ ràng.

Có thể lý giải theo quan điểm của tác giả đó là: lãi suất, tỷ giá hới đối, giá chứng khốn VNIDEX cịn chịu chi phới mạnh bởi nhiều các yếu tớ khác trong nền kinh tế. Chính phủ Việt Nam duy trì chế độ tỷ giá gần như là cớ định, chỉ điều chỉnh trong biên độ rất hẹp; trong khi đó chính sách lãi suất được xem như là một cơng cụ của chính sách tiền tệ bị chi phối bởi nhiều mục tiêu khác nhau; thị trường chứng khốn Việt Nam cịn khá non trẻ, tâm lý của các nhà đầu tư cịn mang tính “bầy đàn”….

4.4. Kết quả phân rã phương sai:

Để phân tích mức độ đóng góp của các cú sớc của các biến tác động lên nhau và khẳng định lại kết quả thu được từ các hàm phản ứng đẩy tác giả đã sử dụng thêm kết quả phân rã phương sai.

Bảng 4.5: Kết quả phân rã phương sai của lãi suất

Variance Decomposition of DLIR:

Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX 1 0,047211 100,0000 0,000000 0,000000 2 0,049283 96,61037 3,386284 0,003347 3 0,051864 93,97931 5,735010 0,285680 4 0,052260 93,51652 6,125552 0,357932 5 0,052583 93,21099 6,329636 0,459376 6 0,052666 93,10531 6,408239 0,486454 7 0,052713 93,05202 6,444324 0,503652 8 0,052728 93,03341 6,457250 0,509336 9 0,052735 93,02506 6,462784 0,512160 10 0,052737 93,02193 6,464902 0,513165

Nguồn: Tính tốn của tác giả.

Từ bảng 4.5 của kết quả phân rã phương sai của lãi suất cho thấy ngay từ thời điểm đầu tiên, lãi suất hoàn toàn chịu ảnh hưởng 100% bởi cú sớc của chính nó, và giảm dần qua thời gian, tuy nhiên vẫn luôn chiếm tỷ trọng cao trên 93% trong tất cả các thời gian tiếp theo. Tác động của cú sốc trong tỷ giá hới đối thực hiệu lực và giá chứng khốn là khơng đáng kể, trong đó tác động của tỷ giá hới đối thực hiệu lực chiếm gần 6,5%, nhiều hơn các tác động từ cú sốc của giá chứng khốn chỉ có 0,5%. Kết quả này là thớng nhất với các kết quả thu được từ các kiểm định Granger và hàm phản ứng đẩy ở trên.

Bảng 4.6: Kết quả phân rã phương sai của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực

Variance Decomposition of DLREER:

Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX 1 0,018142 0,010016 99,98998 0,000000 2 0,018552 3,697352 96,14150 0,161145 3 0,018633 3,835200 95,76918 0,395621 4 0,018644 3,938124 95,66376 0,398119 5 0,018644 3,938185 95,66356 0,398251 6 0,018645 3,948165 95,65273 0,399100 7 0,018645 3,948212 95,65269 0,399099 8 0,018645 3,949058 95,65173 0,399208 9 0,018645 3,949114 95,65167 0,399219 10 0,018645 3,949208 95,65156 0,399234

Nguồn: Tính tốn của tác giả. Trong khi đó các kết quả phân rã phương sai của tỷ giá hới đối thực hiệu lực từ bảng 4.6 cũng cho thấy kết quả này là thống nhất với các kết quả thu được từ các kiểm định Granger và hàm phản ứng đẩy ở trên như sau: Tại thời điểm đầu tiên trong bảng phân rã phương sai của tỷ giá hới đối thực hiệu lực, tỷ giá chịu ảnh hưởng 99,9% bởi cú sớc của chính nó, và 1% bởi cú sớc lãi suất. Trong kỳ tiếp theo thì cú sớc từ lãi suất tác động lên tỷ giá thực hiệu lực tăng lên 3,69% và giữ tỷ lệ gần 3,9% trong tồn bộ thời gian tiếp theo. Trong khi đó các tác động từ cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực lên chính nó tuy có giảm nhưng vẫn chiếm tỷ trọng cao trên 95% trong toàn bộ thời gian cịn lại. Các tác động từ giá chứng khốn là rất yếu ớt, không đáng kể, chỉ chiếm khoảng 0,39%.

Bảng 4.7: Kết quả phân rã phương sai của giá chứng khoán

Variance Decomposition of DLVNINDEX: Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX

1 0,086760 0,356102 0,393142 99,25076 2 0,089559 0,349949 1,478766 98,17128 3 0,090196 0,346315 1,835463 97,81822 4 0,090284 0,348924 1,861674 97,78940 5 0,090302 0,350981 1,866582 97,78244 6 0,090306 0,352374 1,868820 97,77881 7 0,090307 0,352894 1,869479 97,77763 8 0,090307 0,353159 1,869671 97,77717 9 0,090307 0,353262 1,869735 97,77700 10 0,090307 0,353307 1,869760 97,77693 Cholesky Ordering: DLIR DLREER DLVNINDEX

Nguồn: Tính tốn của tác giả.

Từ kết quả phân rã phương sai của giá chứng khoán tại bảng 4.7 cho thấy tại thời điểm đầu tiên, tỷ giá chịu ảnh hưởng 99,2% bởi cú sớc của chính nó, 0,35% bởi cú sớc lãi suất, và 0,39% bởi cú sốc tỷ giá thực hiệu lực. Trong kỳ tiếp theo thì cú sớc từ tỷ giá hới đối thực hiệu lực tăng lên 1,48% và giữ tỷ lệ gần 1,8% trong toàn bộ thời gian tiếp theo. Trong khi đó các tác động từ lãi suất khơng có sự thay đổi lớn, các tác động từ giá chứng khoán giảm trong các thời gian tiếp theo, tuy nhiên vẫn chiếm tỷ trọng lớn 97,7%.

4.5. Kết quả kiểm định đồng liên kết:

Nghiên cứu sử dụng độ trễ trong VAR để kiểm định tồn tại đồng liên kết giữa lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn. Bằng phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen, ta có bảng kết quả đồng liên kết dựa theo kết quả thống kê Trace và thống kê Maximum Eigenvalue như sau:

Bảng 4.8: Kết quả kiểm định đồng liên kết giữa 3 biến.

Thống kê Trace Số vectơ đồng liên

kết Eigenvalue Trace Statistic Critical Value 5% P-value None 0,083463 22,93456 29,79707 0,2493 At most 1 0,045573 8,031373 15,49471 0,4621 At most 2 0,000322 0,055152 3,841466 0,8143

Thống kê Maximum Eigenvalue Số vectơ đồng liên

kết Eigenvalue Trace Statistic Critical Value 5% P-value None 0,083463 14,90319 21,13162 0,2957 At most 1 0,045573 7,976221 14,26460 0,3811 At most 2 0,000322 0,055152 3,841466 0,8143

Nguồn: Tính tốn của tác giả. Căn cứ vào giá trị thống kê Trace, giá trị riêng lớn nhất của các ma trận (Max Eigenvalue) đều khẳng định khơng có mới liên hệ đồng liên kết trong dài hạn của ba biến lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực REER, giá chứng khốn VNINDEX.

Như vậy, nếu kết hợp kết quả này với các kết quả của phần tổng quan tài liệu nghiên cứu trước đây, thì có thể nhìn thấy điểm chung đó là: khơng tồn tại một mối liên kết dài hạn giữa lãi suất, tỷ giá hới đối, và giá chứng khốn. Do đó, kết quả này là phù hợp với kỳ vọng đã đặt ra, và phù hợp với các bài nghiên cứu kiểm định thực nghiệm trước đây.

4.6. Kiểm định wavelet liên tục (Continuous wavelet transform - CWT):

Trước khi thực hiện các phương pháp biến đổi wavelet, các chuỗi thời gian sẽ được chuyển các chuỗi thời gian sang chuỗi của các phân vị. Đưa các chuỗi giá trị

trở thành hàm mật độ xác suất, như vậy các biến đổi chuỗi giá trị có thể phản ứng “tuyến tính hơn” với xu hướng.7

Các biểu đồ wavelet liên tục, wavelet chéo, wavelet cohenrence trương ứng cho các chuỗi dữ liệu thơ được trình bày trong Phụ lục D, E, F. So với các chuỗi dữ liệu thời gian trước khi được chuẩn hóa thì các biểu đồ sau khi đưa về hàm mật độ xác suất pdf có sự tập trung mật độ năng lượng các chính xác hơn, và không phân bố rải rác lung tung nhiều so với các chuỗi dữ liệu thô.

Các wavelet mở rộng cho từng chuỗi thời gian lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn vào khơng gian tần sớ -thời gian như sau:

Hình 4.2: Quang phổ Wavelet liên tục theo dữ liệu chuẩn hóa của lãi suất.

Nguồn: Tính tốn của tác giả, kết quả từ Matlab 2013a.

7 Theo giải thích của tác giả mơ hình và các code sử dụng trong mơ hình bài nghiên cứu này được tham khảo

tại: http://noc.ac.uk/using-science/crosswavelet-wavelet-coherence

Hình 4.3: Quang phổ Wavelet liên tục theo dữ liệu chuẩn hóa của tỷ giá.

Nguồn: Tính tốn của tác giả, kết quả từ Matlab 2013a.

Hình 4.4: Quang phổ Wavelet liên tục theo dữ liệu chuẩn hóa giá chứng khốn.

Nguồn: Tính tốn của tác giả, kết quả từ Matlab 2013a. Qua ba hình 4.2, 4.3, 4.4 có thể thấy rằng:

Cả ba biến: lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn VNINDEX có xu hướng biến động mạnh tại các mức năng lượng của giai đoạn khủng hoảng từ năm 2007 đến năm 2011(tương ứng trong hình vẽ là các màu đỏ đậm).

4.7. Kiểm định cross wavelet transform (XWT):

Các biến đổi wavelet chéo sẽ tìm thấy miền trong khơng gian tần sớ - thời gian các vị trí mà các chuỗi thời gian thể hiện năng lượng chung cao.

4.5.1. Xem xét mối liên kết của cặp lãi suất – tỷ giá REER.

Hình 4.5: Quang phổ Wavelet chéo theo dữ liệu chuẩn hóa lãi suất-tỷ giá.

Nguồn: Tính tốn của tác giả, kết quả từ Matlab 2013a. Từ hình 4.5 ta có các nhận xét như sau:

+ Khoảng từ 8/2000 đến 6/2001: các mũi tên di chuyển đi xuống và hướng mũi tên qua phải, cho thấy lãi suất và tỷ giá hới đối cùng pha, và lãi suất đang sớm pha hơn tại mức 2-4 tháng chu kỳ. Tức là trong thời gian này, lãi suất tăng và tỷ giá hới đối cùng tăng, tuy nhiên so với lãi suất thì tỷ giá hới đối cần thêm 2-4 tháng để phản ánh trước những thay đổi thông tin thị trường. Khi mà vào tháng 8 năm 2000, Ngân hàng Nhà nước đưa ra một cơ chế lãi suất mới trong đó lãi suất cho vay nội tệ của ngân hàng được điều chỉnh theo lãi suất cơ bản do Ngân hàng Nhà nước công bố.

Tuy nhiên, các ngân hàng khơng được tính lãi suất cho vay vượt quá lãi suất cơ bản cộng 0,3%/tháng đối với vốn ngắn hạn và 0,5%/tháng đối với vốn trung, dài hạn. Tính tích cực của cơ chế lãi suất cơ bản này đó là: trong phạm vi biên độ cho phép, các ngân hàng giờ đây có thể định mức lãi suất cho vay khác nhau tùy theo mức độ rủi ro, chứ khơng cịn áp dụng một mức chung cho tất cả các khách hàng như trước đây. Do đó, cạnh tranh trong hệ thớng các tổ chức tín dụng đã có sự gia tăng khiến cho lãi suất tiền gửi tăng lên và hiệu quả phân bổ vốn cũng được cải thiện, thu hút nguồn ngoại tệ đổ vào, gây tác động làm tăng giá nội tệ.

+ Khoảng từ 3/2005-10/2005: các mũi tên sang phải và di chuyển lên trên, cho thấy lãi suất và tỷ giá hối đối là cùng pha, tỷ giá hới đối đang sớm pha hơn 2,5-3 tháng chu kỳ. Năm 2005, đứng trước tình hình các yếu tớ bất lợi như thâm hụt ngân sách của Mỹ ngày càng cao, giá dầu cao, các cơn bão lớn ảnh hưởng tới nền kinh tế Mỹ, các nhà phân tích dự đốn rằng đồng USD sẽ bị giảm mạnh. Tại Việt Nam, đồng USD có xu hướng trở nên kém hấp dẫn. Mặc dù, đồng USD chiếm 65% tổng giá trị trong kho dự trữ ngoại tệ nhưng cả năm 2005 tỷ giá của đồng USD chỉ tăng 0,7%, mức khiêm tốn so với mức tăng 30,7% của vàng. Mức sinh lời của đồng USD thấp hơn nhiều so với những phương thức tiết kiệm khác. Khi đồng USD có xu hướng giảm giá, nhu cầu về vàng trên thế giới tăng cao trong điều kiện nguồn cung khai thác có hạn, khiến giá vàng tăng mạnh, người dân thường đổi USD lấy tiền đồng để gửi tiết kiệm hoặc mua vàng cất trữ, bởi vì mức sinh lời của USD khi gửi kỳ hạn 1 năm thấp hơn chỉ sớ tăng giá hàng hố tiêu dùng là 3% (năm 2005) và so với lãi suất gửi tiết kiệm bằng đồng Việt Nam kỳ hạn 1 năm tại một sớ ngân hàng cổ phần thì thấp hơn 4%. Trong khi đó, trong năm 2005 Ngân hàng Nhà nước 3 lần quyết định điều chỉnh tăng lãi suất tái cấp vốn và lãi suất chiết khấu, 2 lần điều chỉnh tăng lãi suất cơ bản, lãi suất tiền gửi. Cụ thể, từ tháng 1/2005, lãi suất tái cấp vốn tăng từ 5,0%/năm lên 5,5%/năm và lãi suất chiết khấu từ 3,0% lên 3,5%/năm. Từ tháng 2/2005 lãi suất cơ bản tăng từ 7,5%/năm lên 7,8%/năm.8 Thêm vào đó, nguồn cung USD có xu

8 Theo Tổng cục thống kê: http://www.gso.gov.vn/

hướng tăng từ kiều hối, viện trợ và đầu tư nước ngoài, khách du lịch.. càng làm cho sức hút của USD tại thị trường trong nước càng giảm. Như vậy, trong giai đoạn này, tỷ giá hới đối chỉ tăng nhẹ, lãi suất cũng tăng nhưng không phải chịu ảnh hưởng từ tác động của tỷ giá hới đối mà là do các áp lực từ giá vàng tăng mạnh và các điều kiện kinh tế vĩ mô.

+ Khoảng từ 2/2008-11/2008 thì các mũi tên di chuyển đi ngang và mũi tên hướng sang trái, cho thấy lãi suất và tỷ giá hới đối thực hiệu lực đang ngược pha, và lãi suất đang sớm pha hơn ở mức 3,5-6 tháng. Năm 2008 với nhiều các biến động bất ổn, lãi suất thay đổi tăng trong các tháng đầu năm, và giảm trong các tháng sau, do đó tác giả xem xét theo 2 giai đoạn. Đầu tiên đới với gian đoạn đầu năm 2008, do các chính sách thắt chặt tiền tệ của chính phủ thơng qua việc tăng lãi suất, và phát hành tín phiếu NHNN bằng VND dưới hình thức bắt buộc đới với các ngân hàng thương mại như sau: ngày 15/01/2008 chính phủ ra văn bản sớ 75/TTg-KTTH nhằm tăng cường biện pháp kiềm chế lạm phát bằng chính sách thắt chặt tiền tệ thông qua tăng các lãi suất chủ chốt từ 1%-2.5%. Quyết định này đã ảnh hưởng đến tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại. Thêm vào đó, ngày 13/02/2008, NHNN ra Quyết định 346/QĐ-NHNN về việc phát hành tín phiếu bắt buộc với tổng giá trị tín phiếu phát hành là 20.300 tỷ đồng, kỳ hạn 364 ngày, lãi suất 7,8%. Khi quyết định này đi vào