CHƯƠNG 4 : NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3 Kết quả mơ hình hàm hồi quy bội
4.3.4 Kiểm định hiện tượng tự tương quan (Auto regression)
Một khuyết tật khác của phương pháp hồi quy OLS là hiện tượng tự tương quan, tức hiện tượng sai số của quan sát này tương quan với sai số của quan sát khác (vi phạm giả thiết 4), làm cho hệ số hồi quy khơng đáng tin cậy cũng như làm mất tính hiệu quả của ước lượng. Để kiểm tra xem có xảy ra hiện tượng tự tương quan ở biến phụ thuộc VNI hay không, tác giả sử dụng kiểm định Breusch-Godfrey (BG test).
Tự tương quan bậc m:
Giả thuyết H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan, nghĩa là λ j = 0, ɣ j=2,28
Giả thuyết H1: có xảy ra hiện tượng tự tương quan, nghĩa là tồn tại λ j = 0, ɣ j=2,28
Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey ở độ trễ 1 (kiểm định tự tương quan bậc 1) đối
với kết quả hồi quy OLS thể hiện ở Phụ lục 4 cho thấy, p-value = 0,0073 < 0,01 (mức ý nghĩa 1%) nên ta bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là có xảy ra hiện tượng tự tương quan đối với biến phụ thuộc VNI.
Để khắc phục hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng ma trận phương sai
Newwey-West để chạy lại mô hình hồi quy (1), kết quả được thể hiện ở Phụ lục 6. Các hệ số ước lượng có thể được tóm tắt như sau:
Bảng 4.10 Kết quả hồi quy sử dụng ma trận phương sai Newwey-West
Biến Hệ số t-Statistic P-value
DIR -6.96635 -1.15509 0.251 DGP -2.49E-06 -0.57807 0.5646 DER -0.06609 -2.70761 0.0081* CPI -1.2275 -2.46033 0.0475** COP -0.4361 -1.21703 0.2267 IIP 4.848817 2.167671 0.0327** Hằng số (C) -20.8251 -0.47333 0.6371
Ta thấy các hệ số hồi quy của các biến thu được qua kết quả hồi quy có dấu đúng như kỳ vọng, tuy nhiên khi xem xét p-value của kết quả ước lượng thì chỉ có các hệ số của biến độc lập IIP, CPI và DER là khác 0 có ý nghĩa (lần lượt ở mức ý nghĩa 5%, 5% (**), và 1%(*)), các hệ số của các biến cịn lại khác 0 khơng có ý nghĩa trong mơ hình.
R2 = 0,40267 cho thấy các biến kinh tế vĩ mơ đang nghiên cứu chỉ giải thích được 40,267% sự thay đổi của biến chỉ số giá CK VN-Index, còn lại 59,733% là phần biến động chưa được giải thích gây ra bởi sai số hoặc bởi các biến chưa đưa vào mơ hình, chẳng hạn cung tiền, thâm hụt tài khoản vãng lai, đầu tư nước ngoài và đặc biệt là tâm lý nhà đầu tư (ảnh hưởng của tài chính hành vi)
- Biến chỉ số sản xuất cơng nghiệp, biến tỷ giá hối đối và lạm phát có tác động đến chỉ số giá CK nhưng chỉ số giá CK khơng có tác động theo chiều ngược lại.
- Giữa chỉ số giá CK và các biến lãi suất, giá vàng và giá dầu thơ thế giới khơng có quan hệ nhân quả: lãi suất, giá vàng và giá dầu thô thế giới khơng có tác động đến chỉ số giá CK và ngược lại, chỉ số giá Ck khơng có ảnh hưởng đến các nhân tố này.
Kết quả hồi quy mẫu cho thấy:
- Biến chỉ số sản xuất cơng nghiệp có tác động đến chỉ số giá CK và mối tương quan là cùng chiều: một sự tăng lên hay giảm xuống của chỉ số sản xuất công nghiệp sẽ làm chỉ số giá CK tăng lên hay giảm xuống tương ứng. Kết quả này giống với giả thuyết nghiên cứu và cũng phù hợp với nghiên cứu của Martin Sirucek (2012); Mondher Bellalah, Olivier Levyne và Omar Masood (2013) và phù hợp với tình hình thực tế của Việt Nam, bởi khi sản xuất công nghiệp tăng trưởng khiến nền kinh tế sẽ khởi sắc hơn, khi đó thu nhập của các doanh nghiệp cũng sẽ tăng lên, cổ tức được chia sẽ nhiều hơn dẫn đến giá CK cũng tăng lên. Mặt khác, kỳ vọng của nhà đầu tư về triển vọng tăng trưởng kinh tế cũng sẽ tăng lên và do vậy nhu cầu đầu tư cũng cao hơn là điều kiện góp phần làm cho giá CK tăng thêm.
- Biến chỉ số lạm phát có tác động đến chỉ số giá CK theo hướng ngược chiều, kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đó của Martin Sirucek (2013) tại thị trường Mỹ. Thực tế cho thấy, khi lạm phát tăng cao, giá cả nguồn nguyên liệu đầu vào tăng làm cho chi phí sản xuất tăng cao trong khi giá bán đầu ra chưa theo kịp dẫn đến lợi nhuận của doanh nghiệp giảm, cổ tức thấp và do vậy CP sẽ kém hấp dẫn nhà đầu tư, kéo theo giá CK sẽ giảm. Mặt khác, khi lạm phát tăng cao xảy ra sự mất cân đối giữa lượng tiền lưu thơng và hàng hóa, đồng tiền sẽ mất giá, sức mua của đồng tiền thấp dẫn đến cầu về hàng hóa, trong đó có cầu về đầu tư CK giảm sút, kết quả là giá CK sẽ giảm theo.
- Đối với biến tỷ giá hối đoái, kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa biến này và chỉ số giá CK là ngược chiều. Kết quả này phù hợp với giả thuyết nghiên cứu và cũng tương đồng với nghiên cứu của Avneet Kaur Ahuja, Chandni Makan và Saakshi Chauhan (2012) tại Ấn Độ. Đúng là tỷ giá tăng có tác động khuyến khích đối với xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu, do đó sẽ giảm nhập siêu. Tuy nhiên đối với Việt Nam, một nền kinh tế vốn phụ thuộc nhiều vào việc nhập khẩu máy móc thiết bị và nguyên liệu phục vụ sản xuất, tình trạng nhập siêu ln xảy ra thì cầu ngoại tệ ln mất cân đối với cung ngoại tệ làm cho tỷ giá luôn có xu hướng tăng. Các số liệu trong thời kỳ 2007-2011 đã cho thấy, dù tỷ giá tăng cao nhưng nhập siêu vẫn rất lớn. Tỷ giá tăng tác động đến lạm phát dưới 2 góc độ. Ở góc độ thứ nhất là chi phí đẩy - một yếu tố quan trọng đối với lạm phát - sẽ tăng do giá nhập khẩu nguyên nhiên vật liệu máy móc thiết bị, dụng cụ phụ tùng tính bằng VND tăng. Các số liệu thời kỳ 2008 -2010 cũng cho thấy, tỷ giá tăng cao đã làm khuếch đại lạm phát ở trong nước. Ở góc độ thứ hai là yếu tố tâm lý, yếu tố lòng tin vào đồng tiền quốc gia, gia tăng tâm lý kỳ vọng lạm phát. Yếu tố tâm lý không phải là yếu tố kinh tế trực tiếp của lạm phát, nhưng trong nhiều trường hợp còn tác động mạnh hơn cả yếu tố kinh tế.
Như vậy, khi tỷ giá tăng, một mặt tạo ra áp lực chi phí đẩy làm gia tăng lạm phát, làm giảm lợi nhuận của doanh nghiệp, do đó cổ tức được chia giảm, giá trị doanh nghiệp sẽ giảm và giá CK cũng sẽ giảm theo. Mặt khác, khi tỷ giá hối đoái tăng, lợi nhuận của nhà đầu tư nước ngoài quy ra ngoại tệ để chuyển về nước sẽ ít hơn, do đó TTCK Việt Nam sẽ ít hấp dẫn nhà đầu tư nước ngồi hơn, cầu CK sẽ giảm, và do đó giá CK cũng sẽ giảm.
- Về biến lãi suất, kết quả hồi quy khơng cho thấy ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê của biến này đến chỉ số giá CK, tuy nhiên chiều hướng tác động (ngược chiều) là phù hợp với giả thuyết nghiên cứu. Kết quả này có thể dễ hiểu, bởi thực tế ở nước ta, lãi suất là công cụ được sử dụng để điều hành chính sách tiền tệ đảm bảo lạm phát mục tiêu đã đề ra, do vậy lãi suất cho vay, về mặt tổng thể là xu hướng của lãi suất cho vay nằm trong khung giới hạn hay trần lãi suất được ngân hàng nhà nước
quy định theo từng thời kỳ. Nói cách khác, lãi suất cho vay khơng đủ linh hoạt để tác động làm thay đổi chỉ số giá CK. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Samual Antwi, Atta Mill Fiifi Emire Ebenezer và Xicang Zhao (2012).
-Đối với giá vàng trong nước, kết quả hồi quy cho thấy mối quan hệ giữa biến này với chỉ số giá CK khơng có ý nghĩa thống kê mặc dù dấu của hệ số hồi quy phản ánh đúng xu hướng biến đổi của 2 biến này (ngược chiều). Có thể lý giải nguyên nhân của kết quả này là do giá vàng trong nước, cùng với giá vàng thế giới đã tăng gần 6 lần kể từ thời điềm đầu đến thời điểm cuối của kỳ nghiên cứu và giữ vững xu hướng tăng liên tục trong dài hạn trong khi sự biến đổi của chỉ số giá CK luôn trồi sụt theo từng thời kỳ. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ahmet Buyuksalvarci (2010) nói trên.
-Riêng đối với giá dầu thô thế giới, dấu của hệ số hồi quy phản ánh đúng xu hướng tác động của biến này đến chỉ số giá CK, tuy nhiên việc kết quả khơng có ý nghĩa thống kê có thể dễ dàng giải thích là do giá cả xăng dầu trong nước của Việt Nam được quy định thống nhất bởi Bộ Tài Chính ổn định theo từng giai đoạn với việc sử dụng Quỹ bình ổn giá xăng dầu. Do vậy, cơ chế truyền động ảnh hưởng của giá dầu thô trên thế giới đến chỉ số giá CK sẽ không trực tiếp và rõ ràng. Kết quả này cũng phù hợp với nghiên cứu của Owusu-Nantwi, Victor và John K. M. Kuwornu (2011) tại Ghana.