Stt Biến số Kiểm định ADF Kết luận
Tại mức Sai phân bậc 1
1. VNI -3.692396** -2.064441 (a) -5.623206* I(1) 2. EX -1.057826 -7.284519* I(1) 3. IN -2.658861 -4.581220* I(1) 4. MO -2.888373 -6.558730* I(1) 5. RD -3.262772*** -1.610202(b) -4.187196* I(1) 6. RL -2.764780 -4.639507* I(1) Ghi chú:
- *, ** và *** ký hiệu ý nghĩa thống kê lần lượt t i mức 1%, 5% và 10%;
- (a), (b) là ký hiệu kiểm đ nh sử dụng chuẩn thông tin “AIC bổ sung” và “SIC bổ sung”.
Theo bảng 2.2, ngoại trừ VNI và RD, kết quả kiểm định tại mức cho thấy hầu hết các biến đều chấp nhận giả thuyết H0 rằng có nghiệm đơn vị, nghĩa là chuỗi không dừng. Một chút rắc rối xảy ra khi giá trị thống kê của VNI và RD lần lượt bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 5% và 10% hay chuỗi là I(0). Tuy nhiên, khi kiểm định với chuẩn “AIC bổ sung” và “SIC bổ sung” thì vấn đề này được giải quyết với kết quả chấp nhận giả thuyết H0.
Khi kiểm định các biến tại sai phân bậc nhất của chúng, kết quả thống kê đều nhất quán rằng bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 1%.
Như vậy, trong nghiên cứu này tất cả các biến không dừng tại mức nhưng dừng tại sai phân bậc nhất với mức ý nghĩa là 1%. Kết quả này là phù hợp với đa số dữ liệu chuỗi thời gian đã được kiểm chứng trong các nghiên cứu trước đây và là điều kiện cần thiết để tiến hành thực hiện các thống kê kiểm định tiếp theo.
38
2.2.2 Kết quả kiểm định Engle-Granger:
Như đã giải thích ở trên, kỹ thuật Engle-Granger là một kỹ thuật dựa trên phần dư. Để có được giá trị phần dư, lúc đầu, tơi chạy hồi quy của chỉ số giá chứng khoán VN-Index trên từng yếu tố kinh tế vĩ mô. Các phép hồi quy được trình bày như sau: ∑ (2.11) ∑ (2.12) ∑ (2.13) ∑ (2.14) ∑ (2.15) Trong đó:
: chỉ số giá chứng khoán VN-Index;
EX, IN, MO, RD, RL: tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát, cung tiền, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tương ứng;
: phần dư;
i trong chỉ số dưới dòng (t-i) đại diện cho độ trễ của mỗi biến độc lập tương
ứng với mỗi cổ phiếu. Độ trễ tối ưu được xác định bởi chuẩn Akaike Information Criterion (AIC).
Các phần dư thu được từ phương trình hồi quy (2.11) đến (2.15) sau đó được xem xét bằng cách kiểm định nghiệm đơn vị như phần 2.2.1 với giả thuyết như sau:
H0: = 0 (Phần dư của phương trình là một chuỗi không dừng).
H1: < 0 (Phần dư của phương trình là một chuỗi dừng).
Kết quả của đồng liên kết bằng cách sử dụng phương pháp kiểm định hồi qui của Engle-Granger cho chỉ số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) được trình bày trong bảng 2.3 tương ứng.
39
Bảng 2.3 - Kết quả kiểm định Enlge - Granger giữa chỉ số VN-Index và các biến kinh tế vĩ mô:
Biến số Hệ số ƣớc lƣợng Kiểm định ADF (phần dƣ
EX 8.871006 0.006* -0.276886 IN 6.137322 0.0089* 0.154635 MO 0.019592 0.0206** 0.221801 RD 6.285812 0.0068* 0.044771 RL 6.347505 0.0062* 0.080064
Ghi chú: * , ** là ký hiệu ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1% và 5%.
EX: tỷ giá hối đoái; IN: tỷ lệ l m phát; MO: cung tiền; RD: lãi suất tiền gửi; RL: lãi suất cho vay.
Như vậy, hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán VN-Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô lần lượt sẽ là:
Kết quả kiểm định phần dư (Residual) cho thấy từng cặp biến số trên đều bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa lần lượt 1% và 5% cho nên sẽ chấp nhận giả thuyết
40
H1 tức phần dư của phương trình là một chuổi dừng. Do đó, kết luận rằng có sự đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình hồi quy.
Mơ hình hồi quy đồng liên kết chỉ rõ có mối liên kết giữa hai biến số phân tích. Chỉ có hệ số ước lượng tỷ giá hối đối mang dấu âm (-0.276886), các biến cịn lại đều mang dấu dương. Từ bảng kết quả ta có thể nói:
Tỷ giá hối đối tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index giảm trung bình khoảng 0.28% điểm.
Tỷ lệ lạm phát tăng 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng trung bình 0.15% điểm.
Cung tiền tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng trung bình khoảng 0.2% điểm.
Lãi suất tiền gửi tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN- Index tăng lên trung bình 0.04% điểm.
Lãi suất cho vay tăng 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng lên trung bình 0.08% điểm.
Như vậy, tất cả các biến kinh tế vĩ mô (tỷ giá hối đoái, lạm phát, cung tiền, lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay) và chỉ số giá chứng khốn VN-Index có quan hệ đồng liên kết.
Tuy nhiên, kết quả của mối quan hệ cân bằng dài hạn này cần được giải thích một cách thận trọng hơn bằng cách sử dụng kỹ thuật Johansen (Johansen 1991), được trình bày trong phần tiếp theo.
2.2.3 Kết quả kiểm định Johansen:
Như đã trình bày tại 2.2.1, tất cả 6 biến được lựa chọn đều không dừng tại mức nhưng dừng tại sai phân bậc 1 với mức ý nghĩa 1%. Do đó, mục đích của phần này là sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen để xác định xem với 6 biến khơng dừng trong mơ hình có bao nhiêu tổ hợp tuyến tính của các biến này là dừng. Nói cách khác, về mặt kinh tế nghĩa là tồn tại bao nhiêu mối quan hệ cân bằng trong dài
41
hạn. Để thực hiện điều này chúng ta sử dụng các giả thuyết cho hai kiểm định thống kê sau:
Kiểm định Trace:
H0: Có r mối quan hệ đồng liên k t (r = 0, 1, 2,…5) H1: Có (r + 1) mối quan hệ đồng liên k t
Kiểm định giá trị riêng cực đại:
H0: Có nhiều nhất r mối quan hệ đồng liên k t (r = 0, 1, 2,…5) H1: Có nhiều hơn r mối quan hệ đồng liên k t
Khi kiểm định đồng liên kết Johansen không cho phép tự động nhận độ trễ, Vì vậy, ta cần phải xác định độ trễ tối ưu cho mơ hình bằng cách sử dụng mơ hình VAR cho các biến VNI, EX, IN, MO, RD và RL tại mức (không phải dữ liệu sai phân). Để làm được điều này, chương trình Eviews cho phép ước lượng mơ hình VAR với bậc trễ bắt đầu từ 9 và hạ dần cho đến 1.
2.2.3.1 Xác đ nh độ trễ tối ưu cho mô hình:
Bảng 2.4 - Kiểm định độ trễ tối ưu trong ước lượng mơ hình VAR:
Bậc trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
0 361.8996 NA 4.99e-13 -11.29840 -11.09429 -11.21812 1 882.5876 925.6676 1.04e-19 -26.68532 -25.25656* -26.12338 2 940.9265 92.60152 5.29e-20 -27.39449 -24.74109 -26.35090 3 986.9604 64.30121 4.17e-20 -27.71303 -23.83497 -26.18777 4 1027.511 48.91839 4.24e-20 -27.85750 -22.75479 -25.85058 5 1078.613 51.91294 3.48e-20 -28.33692 -22.00957 -25.84834 6 1144.901 54.71361* 2.14e-20* -29.29843 -21.74643 -26.32819 7 1171.938 17.16641 6.21e-20 -29.01389 -20.23725 -25.56200 8 1238.536 29.59917 8.87e-20 -29.98526 -19.98397 -26.05171 9 1380.032 35.93543 3.90e-20 -33.33434* -22.10839 -28.91912*
* Chỉ ra bậc trễ được lựa chọn với mỗi chuẩn thông tin
LR: dãy số sửa đổi, bổ sung kiểm định thống kê LR (mỗi kiểm định tại mức 5% FPE: Sai số dự báo cuối cùng
AIC: Chuẩn thông tin Akaike SC: Chuẩn thông tin Schwarz HQ: Chuẩn thông tin Hannan-Quinn
Kết quả cho thấy độ trễ tối ưu bằng cách ước lượng VAR theo AIC là 9. Tuy nhiên, độ trễ này khi kiểm định với Johansen thì nó đưa ra tới 6 vector đồng liên kết. Do đó độ trễ này có thể chưa phải là độ trễ phù hợp cho mơ hình vì trong mơ
42
hình đối với 6 biến số, ta chỉ có thể có tối đa 5 vector đồng liên kết. Do vậy, tác giả tiếp tục sử dụng phương pháp Portmanteau để xác định lại độ trễ cho mơ hình.
Bảng 2.5 - Kiểm định Portmanteau:
Bậc trễ Q-Stat Prob. Adj Q-Stat Prob. df
1 16.58184 NA* 16.82216 NA* NA*
2 51.33292 NA* 52.59533 NA* NA*
3 87.27627 0.0000 90.14809 0.0000 36 4 128.7051 0.0000 134.0878 0.0000 72 5 182.9742 0.0000 192.5314 0.0000 108 6 209.3947 0.0003 221.4288 0.0000 144 7 238.9103 0.0022 254.2239 0.0002 180 8 262.6469 0.0165 281.0233 0.0019 216 9 301.6880 0.0174 325.8246 0.0012 252 10 348.4171 0.0085 380.3419 0.0002 288 11 381.2145 0.0156 419.2540 0.0003 324 12 424.5193 0.0108 471.5185 0.0001 360
Kết quả kiểm định Portmanteau đã cho thấy độ trễ của phương trình VAR nên là 3, điều này hợp lý với chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Do vậy, luận văn sẽ sử dụng kiểm định Johansen với độ trễ là 3.
2.2.3.2 K t quả kiểm đ nh:
Kết quả kiểm định giá trị riêng cực đại (Max Eigenvalue) và Trace trong mơ hình của Johansen được thể hiện trong bảng 2.6:
Bảng 2.6 - Kết quả kiểm định Johansen:
Kiểm định Trace (Trace)
Kiểm định giá trị riêng cực đại (max) Giả thuyết không Giá trị thống kê Giá trị tới hạn 5% Giả thuyết không Giá trị thống kê Giá trị tới hạn 5% H0: r = 0 124.7251* 95.75366 H0: r = 0 47.98436* 40.07757 H0: r = 1 76.74072** 69.81889 H0: r ≤ 1 32.79010 33.87687 H0: r = 2 43.95061 47.85613 H0: r ≤ 2 21.83991 27.58434 H0: r = 3 22.11071 29.79707 H0: r ≤ 3 11.41849 21.13162 H0: r = 4 10.69222 15.49471 H0: r ≤ 4 9.895448 14.26460 H0: r = 5 0.796773 3.841466 H0: r ≤ 5 0.796773 3.841466
43
Từ bảng kết quả cho thấy, thống kê kiểm định Trace chỉ ra rằng giả thuyết H0: r=1 bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 5% nghĩa là chấp nhận H1 với r=2. Trong khi đó, thống kê kiểm định giá trị riêng cực đại LRmax thì bác bỏ giả thuyết khơng tại r=0, tức là chấp nhận số vector đồng liên kết bằng 1. Từ đó, ta có thể kết luận rằng mơ hình kiểm định trong nghiên cứu cho ít nhất 1 vector đồng liên kết. Nói cách khác, có 1 mối quan hệ dài hạn giữa các biến được lựa chọn trong mơ hình mà ở đây là giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán VN-Index.
Trong kiểm định đồng liên kết Johansen với độ trễ là 3, ta có được các hệ số đồng liên kết của mơ hình, cụ thể:
Bảng 2.7 - Kết quả phương trình đồng liên kết:
Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
VNI EX IN MO RD RL
1.000000 4.682986 12.53298 -4.923176 -4.774265 6.040750
(1.63438) (1.43155) (0.47718) (1.57901) (1.91137)
Các giá trị này đại diện cho hệ số co giãn trong dài hạn của VNI, EX, IN, MO, RD và RL (đối với dữ liệu ở dạng logarithm cơ số tự nhiên). Do đó, mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số kinh tế vĩ mô với giá chứng khoán lúc này được viết lại theo phương trình sau:
Phương trình đồng liên kết trên là mơ hình thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn hay những ảnh hưởng mang tính ổn định của các biến số kinh tế vĩ mô với TTCK. Với kết quả này cho thấy các tỷ giá hối đoái, lạm phát và lãi suất cho vay có tác động âm (thể hiện mối quan hệ ngược chiều) đến chỉ số giá chứng khốn cịn cung tiền, lãi suất tiền gửi lại có tác động dương (quan hệ cùng chiều). Mơ hình đồng liên kết của chỉ số giá chứng khốn theo các biến kinh tế vĩ mơ cho thấy nếu các yếu tố khác khơng đổi thì:
Tỷ giá hối đoái tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn VN-Index giảm trung bình khoảng 4.7% điểm.
44
Tỷ lệ lạm phát tăng 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn VN-Index giảm trung bình 12.5% điểm.
Cung tiền tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn VN-Index tăng lên trung bình 4.9% điểm.
Lãi suất tiền gửi tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn VN- Index tăng lên trung bình 4.8% điểm.
Lãi suất cho vay tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN- Index giảm trung bình 6% điểm.
Như vậy với kết quả phân tích có được có thể thấy rằng:
Bi n tỷ giá hối đoái: là biến đại diện cho thị trường ngoại hối mà đặc biệt
là tỷ giá giữa VND/USD. Kết quả nghiên cứu cho thấy kết quả âm từ biến này nghĩa là khi tỷ giá tăng lên, đồng nội tệ sẽ mất giá sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán giảm xuống và ngược lại. Lúc này nền kinh tế còn chịu áp lực của việc tăng lạm phát do đồng tiền trong nước mất giá. Kết quả này cũng tương tự như nghiên cứu của Ibrahim (2003) cho Malaysia, Maysami and Koh (2000) cho Singapore. Điểm nổi bật của những nền kinh tế này là phụ thuộc vào giao thương quốc tế như nhập khẩu vốn, máy móc thiết bị và nguyên vật liệu phục vụ cho sản xuất. Với Việt Nam, nền kinh tế nước ta cũng phụ thuộc nhiều vào nhập khẩu, tình trạng nhập siêu luôn diễn ra. Do nền kinh tế nước ta chưa phát triển, trình độ khoa học và cơng nghệ cịn kém xa so với các nước phát triển trên thế giới, chính vì vậy để nhập khẩu máy móc thiết bị có cơng nghệ tiên tiến là đều khơng tránh khỏi. Do đó nhu cầu về ngoại tệ là rất lớn, và khi có sự chênh lệch giữa cung và cầu ngoại tệ dẫn đến đồng nội tệ mất giá, các Công ty nhập khẩu chịu chi phí tăng do tỷ giá tăng, làm chi phí cho q trình sản xuất tăng lên và điều này làm cho lợi nhuận hiện tại cũng như tương lai của doanh nghiệp giảm dẫn đến giá trị doanh nghiệp giảm và càng làm cho giá chứng khốn giảm hơn. Bên cạnh đó, khi đồng tiền trong nước mất giá, lạm phát có thể tăng lên và kỳ vọng của nhà đầu tư về nền kinh tế cũng giảm đi. Một lý do quan trọng nữa là khi nội tệ mất giá, TTCK Việt Nam khơng cịn hấp dẫn đối với nhà đầu
45
tư nước ngoài nữa do ngoại tệ trở nên đắt đỏ hơn dẫn đến lợi nhuận bằng ngoại tệ của các nhà đầu tư nước ngồi khi chuyển về nước ít đi. Tất cả đều này càng làm cho cầu chứng khoán giảm dẫn đến giá chứng khoán giảm.
Bi n l m phát: biến này cũng góp phần quan trọng làm ảnh hưởng đến
chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Khi lạm phát tăng, thể hiện nền kinh tế đang có chiều hướng mất cân bằng giữa cung và cầu về hàng hóa. Lạm phát tăng làm cho giá cả hàng hóa tăng, nguồn nguyên liệu đầu vào của các doanh nghiệp tăng như vậy sẽ ảnh hưởng đến chi phí sản xuất của các doanh nghiêp rất lớn trong khi đó giá bán tức là đầu ra của các doanh nghiệp chưa biến chuyển kịp. Nên kinh doanh của doanh nghiệp giảm sút dẫn đến doanh thu giảm và lợi nhuận giảm. Mặt khác khi lạm phát tăng tác động đến lãi suất phi rủi ro và lãi suất chiết khấu dẫn đến làm giảm lượng tiền lưu thơng trong dân và từ đó giảm cầu về hàng hóa và dịch vụ trong đó có chứng khốn. Tất cả các yếu tố đó làm ảnh hưởng đến TTCK mà cụ thể là giá chứng khoán giảm. Các nghiên cứu của các tác giả nước ngoài như Humpe (2005) và Khil & Lee (2000) cho các nước Châu Á Thái Bình Dương, lạm phát có tác động tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán ở mức ý nghĩa rất cao. Kết quả nghiên cứu của đề tài này cũng cho thấy điều này.
Bi n cung tiền: sự tăng trưởng của cung tiền kích thích các luồng tiền
trong nền kinh tế, do đó làm tăng giá cổ phiếu.
Bi n lãi suất: về mặt lý thuyết, TTCK và thị trường tiền tệ là hai thị
trường không thể tách rời nhau của một nền kinh tế. Thị trường tiền tệ là cánh tay phải của TTCK và đóng vai trị khơng thể thiếu của TTCK, cịn TTCK là một cơng cụ của thị trường tài chính. Theo lý thuyết khi lãi suất tăng thì giá chứng khốn giảm và khi lãi suất giảm thì giá chứng khoán tăng. Tuy nhiên trong kết quả nghiên cứu này thì biến lãi suất tiền gửi thì ngược lại. Chứng tỏ biến lãi suất tiền gửi không