CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
4.3 Kết quả kiểm tra đồng liên kết – Cointegrateion Test
Điều kiện để kiểm tra đồng liên kết Johansen, trƣớc hết chuỗi dữ liệu thời gian không dừng khi kiểm định nghiệm đơn vị ở mức level nhƣng dừng ở các bậc sai phân. Điều kiện này đã đƣợc kiểm định ở phần 4.2 (kiểm định nghiệm đơn vi), cho thấy rằng, dữ liệu các biến chuỗi thời gian dừng ở sai phân bậc 1. Do đo đủ điều kiện để kiểm tra đồng liên kết, mặt khác, chúng ta phải xác định độ trễ tối ƣu nhằm tăng tình chình xác khi kiểm định. Kết quả cho thấy rằng, bậc trễ tối ƣu là 3 (kết quả chi tiết trong phần phụ lục 4).
Bảng 4.3 Kết quả kiểm tra tóm tắt đồng liên kết
Series:lnVNI lnCPI lnER lnGDP lnGO lnIR lnMS Lags interval (in first differences): 1 to 3
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob.**
None * 0.942765 340.9435 139.2753 0.0000
At most 2 * 0.648890 135.7768 79.34145 0.0000
At most 3 * 0.538800 87.63059 55.24578 0.0000
At most 4 * 0.417911 52.03015 35.01090 0.0003
At most 5 * 0.270594 27.13811 18.39771 0.0023
At most 6 * 0.239998 12.62398 3.841466 0.0004
Trace test indicates 7 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 * 0.942765 131.5868 49.58633 0.0000 At most 1 * 0.798015 73.57985 43.41977 0.0000 At most 2 * 0.648890 48.14622 37.16359 0.0019 At most 3 * 0.538800 35.60044 30.81507 0.0120 At most 4 * 0.417911 24.89204 24.25202 0.0411 At most 5 0.270594 14.51414 17.14769 0.1162 At most 6 * 0.239998 12.62398 3.841466 0.0004
Max-eigenvalue test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kết quả kiểm đinh đồng liên kết đƣợc tóm tắt trong bảng 4.3 (kết quả chi tiết trong phần phụ lục 5) cho thấy rằng: giá trị “Trace‟‟ và giá trị Max-Eigen > giá trị Critical
Value ìt nhất một giá trị ở mức 5%. Điều này cho thấy rằng, có sự tồn tại vectơ đồng liên kết, hay nói cách khác, có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến lnVNI , lnCPI, lnER, lnGDP, lnGO, lnIR, lnMS.
4.4 Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình hiệu chỉnh sai số Vectơ (VECM)
Ví chuỗi dữ liệu thời gian của các biến có quan hệ đồng liên kết nhƣ đã đƣợc kiểm định ở phần trƣớc (4.3 Kiểm định đồng liên kết). Đây cũng là cơ sở để có thể ƣớc lƣợng đƣợc mơ hính hiệu chỉnh sai số vectơ (VECM). Nhằm mục đìch ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa biến phụ thuộc (lnVNI) và biến độc (lnCPI, lnER, lnGDP, lnGO, lnIR và lnMS). Kết quả ƣớc lƣợng mơ hính VECM đƣợc thể hiện tóm tắt theo phƣơng trính (4.4), phần ƣớc lƣợng chi tiết đƣợc thể hiện trong phần phụ lục 6.
lnVNI = -41.25305 + 3.171916lnCPI + 2.213324lnER + 6.479479lnGDP (0.43124) (1.45654) (1.09308) [7.35535] [ 1.51958 ] [5.92772] + 0.588525lnGO + 1.994940lnIR - 7.006037lnMS
(0.26369) (0.15534) (0.30410) (4.4) [2.23191 ] [12.8405] [-23.0389]
Trong đó: giá trị ghi trong ( ) là sai số chuẩn, giá trị ghi trong [ ] là giá trị thống kê t. Để tím ra ý nghĩa thống kê, bài nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp thống kê t để tím ra mối quan hệ của các biến.Viêc sử dụng hàm TINV(α,i) trong excel đƣợc áp dụng để tình tốn giá trị t. Nếu giá trị tuyệt đối của t sau khi đƣợc tình tốn < giá trị trong [ ] của mơ hính (4.4) thí có ý nghĩa thống kê. Có nghĩa là trong dài hạn, biến phụ thuộc bị ảnh hƣởng bởi các biến độc lập.
Với α = 5%, I = 39, hàm TINV(5%, 39) = 2.022691, với giá trị thống kê của các biến lnCPI = [7.35535], lnER = [1.51958], lnGDP = [5.92772], lnGO = [2.23191], lnIR = [12.8405], lnMS = [-23.0389]. So sánh kết quả cho thấy rằng, hệ số của các biến đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% , đồng nghĩa với độ tin cậy 95%. Ngoại trừ biến tỷ giá hối đối lnER khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy, trong dài hạn,
các biến kinh tế vĩ mô đƣợc nghiên cứu hầu hết đều ảnh hƣởng đến chỉ số giá chứng khoán VNI.
Dựa vào kết quả ƣớc lƣợng của mơ hính ta có thể kết luận mối tƣơng quan giữa các biến độc lập (lnCPI, lnER, lnGDP, lnGO, lnIR, lnMS) với biến phụ thuộc (lnVNI) sau:
- Đối với biến CPI đại diện cho chỉ số lạm phát của nền kinh tế mối quan hệ cùng chiều với với chỉ số thị trƣờng chứng khốn VN Index. Cụ thể là có 1% tăng lên của CPI thí chỉ số VNI tăng tƣơng đƣơng 3,18% với độ tin cậy cao (95%). Điều này có vẻ đi ngƣợc lại với lý thuyết, khi lạm phát tăng tức giá cả của hàng hóa tăng, đồng nghĩa với chi phì đầu vào của doanh nghiệp tăng, dẫn đến cung và cầu hàng hóa trong nền kinh tế mất cân bằng, kéo theo lợi nhuận doanh nghiệp giảm, giá trị của doanh nghiệp niêm yết trên thị trƣờng chứng khoán giảm, đồng thời kéo theo sự sụt giảm của chỉ số Vn Index.
- Mặc dù khơng có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% nhƣng biến kinh tế vĩ mô tỷ giá hối (ER) cũng cho thấy rằng, một sự gia tăng 1% trong tỷ giá hối đối cũng dẫn đến sự gia tăng tƣơng 2,21% của VNI. Về mặt lý thuyết, khi tỷ giá hối đoái tăng, các doanh nghiệp phải bỏ ra nhiều tiền hơn mua USD để thanh toán cho việc nhập khẩu hàng hóa, lúc này dẫn đến chi phì sản xuất tăng, hàng hóa trở nên đắt đỏ hơn, lợi nhuận doanh nghiệp giảm và kéo theo sự sụt giảm của thị trƣờng chứng khoán. Mặt khác, khi tỷ giá hối đoái tăng, đồng nghĩa với nội tệ mất giá. Khi đó các nhà đầu tƣ có khuynh hƣớng đầu tƣ sang ngoại tệ nhiều hơn, điều này cũng kéo theo sự sụt giảm của thị trƣờng chứng khoán.
- Biến kinh tế vĩ mô GDP tƣơng quan dƣơng với chỉ số chứng khoán VN Index, cứ 1% tăng lên của GDP thí dẫn đến sự tăng lên khoảng 6,48% của chỉ số chứng khốn. GDP là thƣớc đo chình cho tính trạng nền kinh tế của một quốc gia, khi GDP tăng điều này chứng tỏ một điều rằng, các hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp trong nƣớc có hiệu quả, cổ tức gia tăng, dẫn đến sự gia tăng chỉ số chứng khoán.
- Giá vàng trong nƣớc (GO) tác động cùng chiều với chỉ số giá thị trƣờng chứng khoán với mức ý nghĩa 5%. Mối quan hệ này phụ hợp với hầu hết với các nghiên cứu trƣớc đây mà tác giả đã đề cập ở trên. Cứ 1% tăng lên của giá vàng dẫn đến 0,58% tăng lên của chỉ số giá chứng khoán VNI. Tuy nhiên trong ngắn hạn, theo quan sát thực tế của tác giả, khi có một biến động xảy ra thí vàng thƣờng đƣợc chọn làm kênh đầu tƣ an tồn. Do đó, vàng tăng giá, các nhà đầu tƣ có khuynh hƣớng đầu tƣ vào vàng nhiều hơn. Điều này cũng có ìt nhiều sự ảnh hƣởng đến sự sụt giảm của thị trƣờng chứng khốn
- Lãi suất có quan hệ cùng chiều với chỉ số giá chứng khoán, với mức ý nghĩa 5% (tƣơng đƣơng với độ tin cậy 95%). Cứ 1% tăng lên của lãi suất cho vay dẫn đến 1.99% tăng lên của Vn Index. Điều này có vẻ đi ngƣợc lại với thực tế, khi lãi suất tăng, làm gia tăng chi phì của doanh nghiệp, lợi nhuận doanh nghiệp giảm, kéo theo sự sụt giảm trong giá cổ phiếu. Mặt khác, lãi suất tăng, làm giảm đầu tƣ hoặc cho thấy nền kinh tế đang đối mặt với lạm phát cao ảnh hƣởng đến sự phát triển chung của nền kinh tế, dẫn đến chỉ số giá chứng khoán giảm.
- Với độ tin cậy 95% biến kinh tế vĩ mơ cung tiền (MS) có tƣơng quan âm với chỉ số giá chứng khốn. Trong tất cả các biến thí MS ảnh hƣởng mạnh nhất đối với VNI, cứ 1% tăng lên của cung tiền thí chỉ số giá chứng khốn giảm tƣơng đƣơng 7%. Khi cung tiền tăng lên trong dài hạn, nền kinh tế sẽ đối mặt với lạm phát cao trong tƣơng lai, lãi suất tăng, giá cả hàng hàng hóa đắt đỏ, ảnh hƣởng đến cung cầu hàng hóa trên thị trƣờng, giảm lợi nhuận doanh nghiệp… dẫn đến giảm giá chứng khoán. Tuy nhiên, theo thực tế trong ngắn hạn, khi cung tiền tăng thí lãi suất giảm, làm tăng đầu tƣ, tăng lợi nhuận doanh nghiệp, làm cho giá chứng khoán tăng nhƣng hiệu quả này sẽ khơng cịn về mặt dài hạn.
4.5 Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM)
Mục đìch của việc ƣớc lƣợng này là kiểm tra xem mức độ hiệu chỉnh sai số trong ngắn hạn để tiến tới cân bằng dài hạn. Bài nghiên cứu sử dụng phƣơng pháp bính phƣơng nhỏ nhất (OLS) để ƣớc lƣợng mơ hính.
Mơ hính hiệu chỉnh sai số có dạng
∆(lnVNI)t = α0 + α1∆(lnCPI)t-1 + α2∆(lnCPI)t-2 + α3∆(lnCPI)t-3 + α4∆(lnER)t-1
+ α5∆(lnER)t-2 + α6∆(lnER)t-3 + α7∆(lnGDP)t-1 + α8∆(lnGDP)t-2 + α9∆(lnGDP)t-3 + α10∆(lnGO)t-1 + α11∆(lnGO)t-2 + α12∆(lnGO)t-3 +α13∆(lnIR)t-1 + α14∆(lnIR)t-2 + α15∆(lnIR)t-3 + α16∆(lnMS)t-1 + α17∆(lnMS)t-2 + α18∆(lnMS)t-3 + α19ECT(-1)t-1 + ε
Trong đó: ECT(-1)t-1 là phần dƣ của biến lnVNI khi chạy hồi qui với các biến
lnCPI, lnER, lnGDP, lnGO.lnIR và lnMS.
Bảng 4.5 Kết quả ƣớc lƣợng mơ hính ECM
Dependent Variable: D(lnVNI) Method: Least Squares
Date: 05/16/14 Time: 16:14 Sample (adjusted): 5 50
Included observations: 46 after adjustments
D(lnVNI(-1)) 0.381817 0.153736 2.483581 0.0207 D(lnVNI(-2)) -0.062173 0.175124 -0.355020 0.7258 D(lnVNI(-3)) 0.431774 0.135275 3.191824 0.0041 D(lnCPI(-1)) -0.557287 0.826989 -0.673875 0.5071 D(lnCPI(-2)) 1.271310 0.896742 1.417698 0.1697 D(lnCPI(-3)) -0.703911 0.955222 -0.736908 0.4686 D(lnER(-1)) 4.375288 2.260723 1.935349 0.0653 D(lnER(-2)) -2.591794 2.082333 -1.244659 0.2258 D(lnER(-3)) -3.147042 2.309663 -1.362555 0.1862 D(lnGDP(-1)) 0.159648 0.181313 0.880512 0.3877 D(lnGDP(-2)) 0.477837 0.251012 1.903639 0.0695 D(lnGDP(-3)) 0.305225 0.190848 1.599310 0.1234 D(lnGO(-1)) -0.253163 0.470735 -0.537805 0.5959 D(lnGO(-2)) -0.030780 0.590980 -0.052083 0.9589 D(lnGO(-3)) 0.442756 0.530491 0.834615 0.4125 D(lnIR(-1)) 0.480950 0.312595 1.538572 0.1376 D(lnIR(-2)) -0.060989 0.300636 -0.202865 0.8410
D(lnIR(-3)) 0.216318 0.262272 0.824785 0.4180 D(lnMS(-1)) 0.333773 1.276508 0.261474 0.7961 D(lnMS(-2)) 1.039358 1.601664 0.648924 0.5228 D(lnMS(-3)) -1.736219 1.187162 -1.462495 0.1571 RESID_01(-1) -0.433569 0.151162 -2.868245 0.0087 C -0.007521 0.099376 -0.075683 0.9403
R-squared 0.772187 Mean dependent var 0.014130
Adjusted R-squared 0.554279 S.D.dependent var 0.189563
S.E.of regression 0.126557 Akaike info criterion -0.989401
Sum squared resid 0.368381 Schwarz criterion -0.075080
Log likelihood 45.75622 Hannan-Quinn criter. -0.646891
F-statistic 3.543639 Durbin-Watson stat 1.979656
Dựa vào kết quả trong bảng 4.5 ta thấy rằng mức độ hiệu chỉnh sai số của biến lnVNI sau khi chạy hồi qui là 0.433569. Điều này có nghĩa là, để đạt đƣợc mức cân bằng dài
hạn thí biến lnVNI phải đƣợc điều chỉnh 43,35% trong một quý.
4.6 Kết quả kiểm định nhân quả Granger
Mục đìch của kiểm tra này là xác định xem các biến nghiên cứu có mối quan hệ nhân quả với nhau hay khơng. Hay nói cách khác, chúng ta xét xem một biến có ảnh hƣởng nhƣ thế nào với biến khác (hay còn gọi là quan hệ một chiều), hoặc hai biến có ảnh hƣởng lẫn nhau (quan hệ hai chiều) sau khi đã xác định đƣợc chúng có mối quan hệ cân bằng dài hạn với chỉ số giá chứng khoán. Kết quả kiểm định nhân quả Granger chịu ảnh hƣởng bởi rất nhiều việc lựa chọn độ dài độ trễ. Nếu chọn độ dài độ trễ nhỏ hơn chiều dài độ trễ thực quá nhiều, việc bỏ qua các kết quả trễ có ảnh hƣởng sẽ làm cho kết quả sai lệch. Nếu chọn chiều dài độ trễ lớn hơn so với độ dài thực quá nhiều, các độ trễ không liên quan xuất hiện trong phƣơng trính có thể làm kết quả ƣớc tình khơng cịn đạt kết quả cao. Để khắc phục vấn đề này, độ trễ tối ƣu là 3 đƣợc sử dụng (kết quả chi tiết trong phần phụ lục 4).
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger
Pairwise Granger Causality Tests Date: 05/25/14 Time: 04:04 Sample: 1 50
Lags: 3
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
lnCPI does not Granger Cause lnVNI 47 2.01216 0.1277
lnVNI does not Granger Cause lnCPI 1.74501 0.1733
lnVNI does not Granger Cause lnER 0.98143 0.4112
lnGDP does not Granger Cause lnVNI 47 1.28494
0.2927
lnVNI does not Granger Cause lnGDP 1.26070 0.3008
lnGO does not Granger Cause lnVNI 47 0.38498 0.7644
lnVNI does not Granger Cause lnGO 0.58442 0.6287
lnIR does not Granger Cause lnVNI 47 0.49809 0.6857
lnVNI does not Granger Cause lnIR 1.29488 0.2894
lnMS does not Granger Cause lnVNI 47 1.61361 0.2014
lnVNI does not Granger Cause lnMS 0.30239 0.8235
lnER does not Granger Cause lnCPI 47 1.01086 0.3980
lnCPI does not Granger Cause lnER 2.69287*** 0.0589
lnGDP does not Granger Cause lnCPI 47 0.92608 0.4370
lnCPI does not Granger Cause lnGDP 1.22613 0.3128
lnGO does not Granger Cause lnCPI 47 2.67106*** 0.0604
lnCPI does not Granger Cause lnGO 2.52082*** 0.0715
lnIR does not Granger Cause lnCPI 47 0.31007 0.8180
lnCPI does not Granger Cause lnIR 2.97085** 0.0431
lnMS does not Granger Cause lnCPI 47 1.84019 0.1554
lnCPI does not Granger Cause lnMS 0.90128 0.4490
lnER does not Granger Cause lnGDP 1.30734 0.2854
lnGO does not Granger Cause lnER 47 3.07029** 0.0386
lnER does not Granger Cause lnGO 0.99227 0.4063
lnIR does not Granger Cause lnER 47 0.59126 0.6243
lnER does not Granger Cause lnIR 2.45619*** 0.0770
lnMS does not Granger Cause lnER 47 2.93017** 0.0451
lnER does not Granger Cause lnMS 0.89957 0.4499
lnGO does not Granger Cause lnGDP 47 3.98090** 0.0142
lnGDP does not Granger Cause lnGO 2.41008*** 0.0811
lnIR does not Granger Cause lnGDP 47 0.57681 0.6336
lnGDP does not Granger Cause lnIR 2.85261** 0.0492
lnMS does not Granger Cause lnGDP 47 15.6232* 7.E-07
lnGDP does not Granger Cause lnMS 5.57087* 0.0027
lnIR does not Granger Cause lnGO 47 0.72253 0.5445
lnGO does not Granger Cause lnIR 3.13874** 0.0358
lnMS does not Granger Cause lnGO 47 2.77134*** 0.0539
lnGO does not Granger Cause lnMS 5.21814* 0.0039
lnMS does not Granger Cause lnIR 47 2.71997*** 0.0571
lnIR does not Granger Cause lnMS 0.12200 0.9466
Nhín vào bảng kết quả 4.5 ta thấy: các yếu tố vĩ mơ: lạm phát, tỷ giá hối đối, tổng sản phẩm quốc nội, giá vàng trong nƣớc, lãi suất và cung tiền khơng có mối quan hệ nhân quả (một chiều hay hai chiều) nào với chỉ số giá chứng khoán (VNI) với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Nhƣng các biến kinh tế vĩ mơ (biến độc lập) có mối quan hệ nhân quả với nhau. Cụ thể:
- Chỉ số CPI đại diện cho lam phát có quan hệ nhân quả (một chiều) với các biến vĩ mơ nhƣ: tỷ giá hối đối, giá vàng trong nƣớc và lãi suất với mức ý nghĩa lần lƣợt là 10%, 10% và 5%.
- Biến tỷ giá hối đối có quan hệ nhân quả (một chiều) đối với biến lãi suất với mức ý nghĩa 1%.
- Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) có quan hệ nhân quả ( một chiều) với lãi suất với mức ý nghĩa 5%. Trong khi đó, GDP có mối quan hệ hai chiều với biến cung tiền MS với mức ý nghĩa 1% và quan hệ hai chiều với giá vàng trong nƣớc (GO) hƣớng từ GDP đến GO với mƣc ý nghĩa là 10% và theo chiều ngƣợc lại là 5%.
- Ngoài việc giá vàng trong nƣớc GO có quan hệ nhân quả hai chiều với GDP, GO cịn có quan hệ nhân quả một chiều với ER và IR với mức ý nghĩa là 5%.
- Lãi suất (IR) khơng có quan hệ nhân quả với bất kỳ biến nào. Hay nói cách khác sự biến động của IR không ảnh hƣởng đến các biến khác.
- Biến cung tiền (MS), cùng với việc có quan hệ nhân quả (hai chiều) với GDP với mức ý nghĩa 1%, MS cịn có quan hệ nhân quả một chiều với ER (mức ý nghĩa 5%), với giá vàng và lãi suất với mƣc ý nghĩa 10%
4.7 Phản ứng đẩy và phân rã phƣơng sai 4.7.1 Phản ứng đẩy 4.7.1 Phản ứng đẩy
Hàm phản ứng đẩy: cho biết sự ảnh hƣởng của một cú sốc lên một biến nó ảnh hƣởng đến biến khác nhƣ thế nào. Kết quả kiểm tra hàm phản ứng đẩy của các yếu tố vĩ mô với chỉ số giá chứng khốn đƣợc trính bài trong biểu đồ 4.7.1.
Biểu đồ 4.7.1 Kết quả hàm phản ứng đẩy
Kết quả cho thấy rằng, chỉ số giá chứng khoán (VNI) bị ảnh hƣởng bởi chình nó là chủ yếu nhƣng mức độ tác động của nó đáng kể ở quý đầu và các quý sau có xu hƣớng giảm hơn. -.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNVNI to LNVNI
-.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNVNI to LNCPI
-.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNVNI to LNER
-.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNVNI to LNGDP -.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of LNVNI to LNGO
-.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10