4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 27 U
4.6 Khắc phục khiếm khuyết của mơ hình 40
Bảng 4.8 Kết quả các khiếm khuyết và phương pháp khắc phục Nhóm thị trường (1) Mơ hình lựa chọn – cột 7 bảng 4.4 (2) Các khiếm khuyết mục 4.5 (3) Phương pháp khắc phục (4)
EM Pooled Phương sai thay
đổi
OLS robust
FM FEM Tự tương quan GLS dữ liệu
bảng
Nhóm tổng hợp - ALL
Pooled Phương sai thay đổi và tự tương quan
OLS, cluster- robust
Như vậy theo kết quả nghiên cứu tại mục 4.4 và 4.5 EM, ALL bị phương sai thay đổi; FM, ALL bị tự tương quan. Điều này có thể giải thích bằng đặc trưng của dữ liệu bảng, tồn tại phương sai thay đổi do số lượng cá thể nghiên cứu nhiều và đặc trưng tổng thể nghiên cứu là thị trường chứng khoán thường xảy ra hiện tượng tự tương quan. Do đó, để hồi quy đạt hiệu quả, tác giả tiếp tục khắc phục phương sai thay đổi cho mơ hình EM, ALL, và tự tương quan cho FM, ALL. Phương pháp khắc phục là hồi quy OLS robust, nhằm điều chỉnh độ lệch chuẩn để khắc phục phương sai đổi trên EM, hệ số hồi quy của ước lượng OLS robust vẫn không đổi so với OLS, nhưng độ lệch chuẩn robust được điều chỉnh rộng hơn do đó kết quả mức ý nghĩa của hệ số hồi quy sẽ có thay đổi, có những nhân tố có mối tương quan yếu, có ý nghĩa với hồi quy OLS sẽ khơng có ý nghĩa khi hồi quy OLS robust; hồi quy GLS trên dữ liệu bảng khắc phục tự tương quan trên FM, và hồi quy OLS cluster robust điều chỉnh độ lệch chuẩn để khắc phục phương sai thay đổi và tự tương quan trên ALL, tương tự hồi quy OLS robust, hệ số hồi quy không đổi, nhưng độ lệch chuẩn điều chỉnh rộng hơn do đó làm một số biến có thể có ý nghĩa trong mơ hình Pooled, nhưng khơng có ý nghĩa trong OLS robust cluster.
Bảng 4.9 Kết quả hồi quy khắc phục các khiếm khuyết trong mơ hình Biến (1) Hệ số (2) Độ lệch chuẩn (3) Độ lệch chuẩn Robust (4) P>t (5) P>Z (6) EM lgIPI -.0213419 .0299789 .0288084 0.459 lgCPI 1.060428 .3257465 .4151224 0.011 lgbond -.083091 .0321138 .0482876 0.086 lgM2 .2238679 .1227866 .173944 0.198 lgER -.8969873 .0524027 .0667659 0.000 const -.0012344 .0011608 .0013557 0.363 R-squared 0.2996 Prob > F 0.0000 FM lgIPI -0.03419 0.048287 0.479 lgCPI 0.800409 0.747427 0.284 lgbond -0.28141 0.070751 0 lgM2 0.708077 0.318531 0.026 lgER -0.73139 0.13629 0 const -0.00566 0.003068 0.065 R-squared Prob > F 0.0000 ALL lgIPI -0.02335 0.026908 0.019621 0.248 lgCPI 1.080449 0.309126 0.289597 0.001 lgbond -0.14953 0.031317 0.060214 0.022 lgM2 0.326429 0.124811 0.127167 0.018 lgER -0.86421 0.053436 0.096456 0 const -0.00259 0.001141 0.001377 0.074 R-squared 0.2214
Kết quả hồi quy khắc phục các khiếm khuyết của 3 nhóm thị trường đều đồng nhất kết quả về dấu chỉ khác nhau về mức ý nghĩa.
Chỉ số sản xuất cơng nghiệp cả 3 nhóm thị trường đều không đạt mức ý nghĩa, cũng như kỳ vọng về dấu chứng tỏ bài nghiên cứu khơng tìm ra mối liên hệ giữa biến động chỉ số sản xuất công nghiệp và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn cho các nhóm thị trường mới nổi, tiền mới nổi. Điều này có thể lý giải một phần do giới hạn về dữ liệu. Ở một số thị trường chỉ số sản xuất – manufacturing index được lấy thay cho chỉ số sản xuất công nghiệp chung (gồm manufacturing, mining và electricity), đồng thời tại các thị trường mới nổi chỉ số sản xuất cơng nghiệp có thể chưa đại diện cho hoạt động kinh tế thực.
Lạm phát (CPI) có tương quan, ảnh hưởng cùng chiều lên tỷ suất sinh lợi các thị trường mới nổi – EM ở mức ý nghĩa 5%. Đối với thị trường FM, dấu và hệ số hồi quy dương nhưng khơng có ý nghĩa. Xét trên cả 21 thị trường thì lạm phát có ảnh hưởng cùng chiều ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với lập luận của Fisher (1930), Asprem (1989) là giá trong điều kiện bình thường phản ánh đầy đủ lạm phát kỳ vọng, nhà đầu tư sẽ được bù đắp đầy đủ lạm phát thông qua sự gia tăng trong tỷ suất sinh lợi, cổ phần có thể đóng vai trị là một cơng cụ phịng ngừa lạm phát. Kết quả này phù hợp với bằng chứng từ nghiên cứu của Serkan Yilmaz Kandir (2008), Kuwornu and Nantwi (2011), Seyed Mehdi Hosseini et al. (2011), Nopphon Tangjitprom (2012).
Lãi suất có ảnh hưởng ngược chiều lên chỉ số TTCK ở các thị trường mới nổi ở mức ý nghĩa 10%, ở thị trường tiền mới nổi mức ý nghĩa 5%. Xem xét ở 21 thị trường mới nổi và tiền mới nổi, lãi suất có ảnh hưởng ngược chiều lên tỷ suất sinh lợi ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với lập luận Fama (1990) sự sụt giảm lãi suất sẽ làm giảm chi phí vay của doanh nghiệp, khuyến khích doanh nghiệp mở rộng sản xuất; Asprem (1989) lãi suất là tỷ suất lợi nhuận an toàn cho nhà đầu tư gởi tiết kiệm so với các kênh đầu tư khác, nó có tương quan dương
với tỷ lệ chiết khấu yêu cầu, do đó có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán. Đồng thời kết quả nghiên cứu cũng phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm từ nghiên cứu của Asprem (1989), Serkan Yilmaz Kandir (2008), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Aisyah Abdul Rahman et al. (2009), Mahmudul Alam and Gazi Salah Uddin (2009), Sulaiman D. Mohammad et al. (2009), Kuwornu and Nantwi (2011), Aurangzeb (2012)
Cung tiền (M2) có mối tương quan cùng chiều với tỷ suất sinh lợi thị trường tiền mới nổi, và 21 thị trường mới nổi và tiền mới nổi ở mức ý nghĩa 5%. Đối với thị trường EM, dấu và hệ số hồi quy dương nhưng khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả nghiên cứu phù hợp với lập luận của Homa và Jaffee (1971) cho rằng cung tiền thực tăng dẫn đến làm giảm lãi suất thực thì mối quan hệ giữa cung tiền và tỷ suất sinh lợi sẽ cùng chiều, vì lãi suất thực giảm thì tỷ suất sinh lợi sẽ tăng. Và phù hợp với bằng chứng từ các nghiên cứu của Asprem (1989), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Seyed Mehdi Hosseini et al. (2011), Yu Hsing et al. (2012)
Biến động tỷ giá hối đối có tương quan âm với tỷ suất sinh lợi ở mức ý nghĩa 1% ở thị trường mới nổi - EM, thị trường tiền mới nổi – FM và cả ở 21 thị trường mới nổi và tiền mới nổi – ALL. Theo lập luận của Pan et al. (2007) nếu đồng nội tệ mất giá (tỷ giá hối đối tăng) thì giá cả hàng nhập khẩu sẽ trở nên đắt hơn, nghĩa là chi phí đầu vào của các cơng ty nhập khẩu tăng và làm giảm dòng tiền vào của chúng, và ngược lại nếu đồng nội tệ tăng giá (tỷ giá hối đối giảm) thì các nhà nhập khẩu sẽ có lợi thế, chi phí đầu vào sẽ giảm và thu nhập có thể tăng. Ngồi ra, theo Ye Bai and Christopher J. Green (2011) sự lo ngại giảm giá đồng tiền (tỷ giá hối đoái tăng) sẽ làm cho các nhà đầu tư nước ngoài rút khỏi thị trường, áp lực bán chứng khốn để rút vốn có thể làm thị trường chứng khoán của quốc gia sụt giảm nghĩa là khi tỷ giá hối đoái tăng sẽ làm giá chứng khoán giảm. Kết quả nghiên cứu này hàm ý các thị trường mới nổi, tiền mới nổi này có
mức độ nhập khẩu cao, hoặc thị trường chứng khoán tại các thị trường này chịu ảnh hưởng bởi dòng vốn đầu tư quốc tế. Kết quả này phù hợp với bằng chứng từ nghiên cứu của Asprem (1989), Ahmet Büyükşalvarcı (2010), Aisyah Abdul Rahman et al. (2009), Hussain Ali Bekhet & Mohamed Ibrahim Mugableh (2012), Sulaiman D. Mohammad et al. (2009), Kuwornu and Nantwi (2011), Nopphon Tangjitprom (2012)
Như vậy kết quả nghiên cứu cho thấy có một số nhân tố vĩ mô ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi các thị trường mới nổi và tiền mới nổi. Ở nhóm các thị trường mới nổi tác giả tìm được 3 nhân tố vĩ mơ tác động lên tỷ suất sinh lợi là lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối đối, trong đó lạm phát tăng 1% làm chỉ số TTCK tăng 1.06%; lãi suất tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.083% và tỷ giá hối đoái tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.897%; mối quan hệ giữa chỉ số sản xuất công nghiệp, cung tiền và tỷ suất sinh lợi các thị trường mới nổi khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Ở nhóm các thị trường tiền mới nổi, tác giả tìm được 3 nhân tố lãi suất, cung tiền và tỷ giá hối đoái tác động lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong đó lãi suất tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.281%; cung tiền tăng 1% làm chỉ số TTCK tăng 0.708%; tỷ giá hối đoái tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.731%; mối quan hệ giữa chỉ số sản xuất công nghiệp, lạm phát và tỷ suất sinh lợi các thị trường tiền mới nổi khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Đặc biệt trong nhóm tổng hợp 21 thị trường mới nổi và tiền mới nổi (ALL) cả 4 biến vĩ mô tỷ giá hối đối, lãi suất, cung tiền và lạm phát đều có tác động lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khốn. Mơ hình giải thích 22.4% biến động của chỉ số TTCK. Trong đó chỉ số giá tiêu dùng thay đổi 1% làm chỉ số TTCK tăng 1.08%; tỷ giá hối đoái tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.864%; cung tiền tăng 1% làm chỉ số TTCK tăng 0.32% và lãi suất trái phiếu chính phủ tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.149%. Như vậy ở các thị trường mới nổi và tiền mới nổi, cổ phiếu có thể sử dụng như cơng cụ phịng ngừa lạm phát rất tốt do tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu bù đắp nhiều hơn sự gia tăng lạm phát. Đồng thời chính sách tiền tệ
tại các thị trường này có vai trị quan trọng trong sự biến động của chỉ số thị trường chứng khốn. Chính sách tiền tệ nới lỏng (tăng cung tiền, giảm lãi suất) sẽ dẫn đến sự gia tăng giá chứng khoán, và ngược lại chính sách tiền tệ thắt chặt sẽ dẫn đến giảm giá chứng khốn. Hơn nữa có lẽ các thị trường mới nổi, tiền mới nổi đang trong giai đoạn phát triển, nên mức độ nhập khẩu cao, đồng thời chịu ảnh hưởng bởi dòng vốn đầu tư quốc tế nên tỷ giá hối đối có mối tương quan ngược chiều khá chặc với tỷ suất sinh lợi của TTCK.