Chƣơng 4 Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.3 Kết quả nghiên cứu
4.3.2 Kết quả hồi quy đa biến
Sau khi kết luận rằng tất cả của chuỗi này là có tính dừng, tác động của các biến kinh tế vĩ mơ lên chỉ số chứng khốn từng nước được kiểm tra bằng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất thông thường (OLS). Bài nghiên cứu thực hiện hồi quy với cả 6 biến vĩ mơ được lựa chọn ban đầu, sau đó dùng kiểm định Wald để loại bỏ đi các biến không cần thiết(3).
Kết quả hồi quy chi tiết của mơ hình sau khi loại bỏ các biến không cần thiết và các kiểm định tính phù hợp của các mơ hình này sẽ được trình bày tại Phụ lục 7. Kết quả tóm tắt của các hồi quy OLS cho 4 nước mới nổi được được trình bày tại Bảng 4.7.
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định t-test để kiểm định các giả thiết nghiên cứu. Bảng 4.7: Kết quả hồi quy của mơ hình APT cho các TTCK mới nổi
Việt Nam (Biến phụ thuộc là VNI)
Biến độc lập Hằng số CPI OIL
Hệ số 0.0353 -4.9276 0.4768
Tham số t 1.7894 -3.3557 3.6834
Xác suất 0.0796*** 0.0015* 0.0006*
R2 hiệu chỉnh = 22.48% Prob (F-statistic) = 0.00064
Indonesia (Biến phụ thuộc là JKSE)
Biến độc lập Constant CPI FEX OIL
Hệ số 0.0209 -2.8226 -1.4935 0.1820
Tham số t 2.2651 -2.0681 -7.1930 2.8000
Xác suất 0.0280** 0.0439** 0.0000* 0.0073*
R2 hiệu chỉnh = 65.14% Prob (F-statistic) = 0.00000
Malaysia (Biến phụ thuộc là KLSE)
Biến độc lập Constant CPI FEX OIL
Hệ số 0.0068 -2.2331 -0.5865 0.1919
Tham số t 1.3042 -2.5936 -2.5376 4.1310
Xác suất 0.1983 0.0125* 0.0144* 0.0001*
R2 hiệu chỉnh = 38.50% Prob (F-statistic) = 0.00000
Thổ Nhĩ Kỳ (Biến phụ thuộc là XU100)
Biến độc lập Constant CPI FEX M2
Hệ số 0.0432 -2.0449 -1.0778 -1.0856
Tham số t 2.8298 -1.9544 -4.7605 -1.4637
Xác suất 0.0067* 0.0564** 0.0000* 0.1497
R2 hiệu chỉnh = 47.04% Prob (F-statistic) = 0.00000
(Ghi chú: Dấu *, **,*** cho thấy tồn tại mối tương quan giữa biến vĩ mô và giá cổ phần tương ứng tại mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%)
Từ Bảng 4.7, xem xét hệ số xác định hiệu chỉnh - R2 với hàm ý % thay đổi trong tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại các TTCK có thể được giả thích bằng các biến vĩ mơ được chọn. Tác giả nhận thấy mơ hình APT có sức giải thích khá tốt cho TTCK Indonesia với R2 hiệu chỉnh là 65.14% và Thổ Nhĩ Kỳ với R2 hiệu chỉnh là 47.04%. Trong khi, mơ hình này lại có sức giải thích kém hơn cho TTCK Việt Nam với R2 hiệu chỉnh là 22.48%, TTCK Malaysia với R2 hiệu chỉnh là 38.50%. Sức giải thích yếu của mơ hình APT tại TTCK Việt Nam có thể được giải thích từ những nhận định trong thống kê mơ tả hay từ đặc điểm TTCK Việt Nam với việc đầu tư theo đám đông, theo tin đồn hơn là sự phân tích khoa học về hành vi giá chứng khốn.
Thơng qua các kiểm định Breusch - Godfrey LM với độ trễ 1, kết quả cho thấy mơ hình khơng tồn tại tự tương quan trong các phần dư. Từ kiểm định White, kết quả cho thấy các mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi trong các phần dư(4). Vì xác suất Prob (F-statistic) ở cả 4 mơ hình hồi quy đều rất nhỏ (p <0.0005) nên bác bỏ giả thuyết H0 về tất cả các hệ số đồng thời bằng khơng, hay nói cách khác mơ hình hồi quy dùng để ước lượng là phù hợp.
Các giả thiết được xác nhận:
Giả thiết 2: Sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu
được tìm thấy tại TTCK Việt Nam, Indonesia, Malaysia và Thổ Nhĩ Kỳ.
Giả thiết 3: Sự gia tăng trong trong chỉ số sản xuất công nghiệp làm tăng tỷ suất
sinh lợi cổ phiếu được tìm thấy tại TTCK Indonesia, Malaysia, Thổ Nhĩ Kỳ.
Giả thiết 4: Sự gia tăng cung tiền làm gia tăng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được tìm
thấy tại TTCK Indonesia và Malaysia.
Giả thiết 5: Sự gia tăng trong lãi suất làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được
(4) Xem phụ lục 7
tìm thấy tại TTCK Việt Nam, Indonesia, Malaysia và Thổ Nhĩ Kỳ.
Giả thiết 6: Sự gia tăng giá dầu thế giới làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu chỉ
được tìm thấy tại TTCK Thổ Nhĩ Kỳ.
Kết quả nghiên cứu về chỉ số giá tiêu dùng (CPI): Kết quả cho thấy sự gia tăng trong chỉ số chỉ số giá tiêu dùng làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu ở cả 4 TTCK này tại mức ý nghĩa 1% và 5%. Kết quả này là trái với phần lớn nghiên cứu trước đây tại các TTCK này của Jaafar Pyeman & Ismail Ahmad (2009), Mohamed Asmy & Fouad (2010), Catherine (2011) thực hiện trên TTCK Malaysia hoặc những nghiên cứu của Husam Rjoub&Nil Gunsel (2009), Ahmet Buyuksalvarci (2010) thực hiện trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ hoặc Dwijayanti Yogaswari &Candra Astuti (2012) thực hiện trên TTCK Indonesia mà đều đưa ra kết luận về sự gia tăng chỉ số tiêu dùng làm tăng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Tuy nhiên, kết quả về sự gia tăng trong chỉ số giá tiêu dùng làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu cũng đã được xác nhận thông qua những nghiên cứu của Wongbangpo & Sharma (2002) thực hiện trên TTCK Indonesia, Malaysia hoặc nghiên cứu của Catherine (2011) thực hiện trên TTCK Indonesia. Lý giải cho sự khác biệt này có thể là do những nghiên cứu trước đây không chứa đựng khoảng thời gian khủng hoảng tài chính hoặc có bao trùm giai đoạn khủng hoảng tài chính nhưng lại chứa đựng những khoảng thời gian dài ổn định khác dẫn đến kết quả bị san bằng giữa các thời kỳ, không đưa ra đặc điểm riêng có của giai đoạn trong và hậu khủng hoảng. Từ Bảng 4.8 trình bày tỷ lệ lạm phát của các nước này từ giai đoạn 2008 – 2012. Đây được xem là thời kì lạm phát cao do chính sách kích cầu của chính phủ các nước. Những nhà đầu tư trong thời kỳ này đã nhìn nhận lạm phát nghiêm túc hơn, họ xem lạm phát trong thời kỳ này là một một nỗi lo hơn là xem lạm phát như một động lực để thúc đẩy kinh tế.
Trong 4 nước mới nổi được xem xét, Việt Nam ln có mức lạm phát cao nhất. Trong năm 2008 và 2011, mức lạm phát của Việt Nam đã ở mức nguy hiểm với lạm phát 2 con số. Điều này đã được nhà đầu tư phản ánh mạnh mẽ hơn so với các nước
còn lại, 1% gia tăng trong chỉ số giá tiêu dùng làm giảm tới 4.93% trong tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thay vì chỉ làm trong giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu khoảng 2.82% tại Indonesia, 2.23% tại Malaysia, 2.04% tại Thổ Nhĩ Kỳ.
Bảng 4.8: Tỷ lệ lạm phát của các nước mới nổi trong giai đoạn 2008 - 2012
Nước Năm 2008 Năm 2009 Năm 2010 Năm 2011 Năm 2012
Việt Nam 23.1 7.1 8.9 18.7 9.1
Indonesia 9.8 4.8 5.1 5.4 4.3
Malaysia 5.4 0.6 1.7 3.2 1.7
Thổ Nhĩ Kỳ 10.4 6.3 8.6 6.5 8.9
(Đơn vị: % - Nguồn World Bank)
Kết quả nghiên cứu về tỷ giá hối đoái (FEX): Kết quả cho thấy sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái làm giảm đáng kể tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại TTCK Indonesia, Malaysia, Thổ Nhĩ Kỳ tại các mức ý nghĩa 1% và 5%. Sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái cũng làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại Việt Nam nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này phù hợp nhiều nghiên cứu được thực hiện trước đây của Yusof và Razali (2006) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 5/1995 đến tháng 2/2006, Abdul Rahman và Hanim Tafri (2009) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 1/1986 đến tháng 3/2008, Ahmet Buyuksalvarci (2010) thực hiện tại TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ 1/2000 đến tháng 3/2010, Dwijayanti Yogaswari và Candra Astuti (2012) thực hiện trên TTCK Indonesia trong giai đoạn từ tháng 1/2007 đến tháng 12/2011.
Nguyên nhân lý giải về ảnh hưởng của sự gia tăng tỷ giá làm giảm tỷ suất sinh lợi có thể một phần được giải thích thơng qua giá trị xuất nhập khẩu và tỷ trọng các sản phẩm trong giá trị xuất - nhập khẩu. Từ Bảng 4.9, chúng ta có thể thấy Indonesia và Malaysia là những quốc gia có tình trạng xuất siêu. Việt Nam và Thổ Nhĩ Kỳ là những quốc gia nhập siêu. Tuy nhiên, nếu xem xét kĩ thì Việt Nam, Indonesia, Malaysia lại là những nước chỉ xuất khẩu các mặt hàng ít có giá trị gia tăng hay khoáng sản thiên
nhiên trong khi nhập khẩu với một tỷ trọng lớn nguyên vật liệu để sản xuất ra các hàng hóa xuất khẩu. Do đó, một sự tăng giá trong USD tạo nên sức ép chi phí cho các doanh nghiệp niêm yết dẫn đến giảm lợi nhuận doanh nghiệp, khiến TTCK có chiều hướng đi xuống. Thổ Nhĩ Kỳ mặc dù cũng chứa đựng những sản phẩm xuất khẩu có giá trị gia tăng cao với tỷ trọng khá tốt như thiết bị khai thác và máy bay. Tuy nhiên, Thổ Nhĩ Kỳ lại có vị thế của một nước nhập khẩu ròng lớn nên sự mất giá đồng nội tệ sẽ có ảnh hưởng gia tăng chi phí nhập khẩu, ảnh hưởng xấu đến dòng tiền và giá cổ phần. Ngoài ra, một nguyên nhân khác cho mối tương quan âm là do các thị trường này hiện tồn tại một lượng vốn lớn của các nhà đầu tư nước ngoài đầu tư vào nhằm kiếm tỷ suất sinh lợi cao, những nguốn vốn này có khả năng ảnh hưởng đáng kể đến thị trường. Vì vậy, khi tỷ giá tăng thì xuất hiện mối lo ngại về lợi nhuận đầu tư sẽ bị bào mòn lúc chuyển đổi sang USD, do đó làm giảm giá cổ phiếu.
Sự khác biệt trong mức độ ảnh hưởng từ thay đổi của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán tại TTCK Việt Nam so với 3 TTCK cịn lại có thể bắt nguồn từ cơ chế điều hành tỷ giá khác biệt giữa các nước. Trong giai đoạn này, Indonesia, Malaysia và Thổ Nhĩ Kỳ đã điều hành tỷ giá theo cơ chế thả nổi hoàn toàn đã tạo sự thống nhất trên toàn bộ thị trường, thay đổi trong tỷ giá sẽ phản ánh kịp thời vào thay đổi của giá cổ phiếu. Trong khi, Việt Nam điều hành tỷ giá theo cơ chế thả nổi có quản lý, một cơ chế điều hành tỷ giá thiếu linh hoạt, biên độ thấp gây ra sai lệch lớn giữa tỷ giá niêm yết và tỷ giá trên thị trường tự do, do đó làm cho mối quan hệ giữa 2 biến này bị suy yếu.
Bảng 4.9: Giá trị xuất - nhập khẩu của các nước mới nổi trong giai đoạn 2008 – 2012
Giá trị xuất khẩu
Nước Năm 2008 Năm 2009 Năm 2010 Năm 2011 Năm 2012
Việt Nam 62,685 57,096.33 72,236.666 96,905.674 114,570
Indonesia 139,606.1 119,645.74 158,074.49 200,587.083 188,515.573
Malaysia 663,013.515 552,518.107 638,822.488 697,861.937 677,314.534
Thổ Nhĩ Kỳ 132,027.196 102,142.613 113,883.219 134,906.869 152,536.653
Giá trị nhập khẩu
Nước Năm 2008 Năm 2009 Năm 2010 Năm 2011 Năm 2012
Việt Nam 80,713.548 69,948.81 83,779.428 104,041 113,79
Indonesia 127,538.46 93,785.93 135,323.49 176,881.081 190,992.369
Malaysia 519,804.294 434,669.802 528,828.183 573,626.326 578,933.871
Thổ Nhĩ Kỳ 201,963.574 140,928.421 185,544.332 240,841.676 236,544.494
(Đơn vị: triệu USD – Nguồn IMF)
Kết quả nghiên cứu về chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI): Sự gia tăng trong trong chỉ số sản xuất công nghiệp làm tăng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được tìm thấy tại TTCK Indonesia, Malaysia, Thổ Nhĩ Kỳ nhưng khơng có ý nghĩa thống kê(5). Kết quả này phù hợp với những nghiên cứu của Al-Sharkas (2004) thực hiện trên TTCK Jordan trong giai đoạn từ tháng 03/1980 đến tháng 12/2003, Esen Erdogan & Umit Ozlale (2005) thực hiện trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 06/1991 đến tháng 03/2000, Abdul Rahman và Hanim Tafri (2009) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ 01/1986 đến tháng 03/2008, Imdad Akash & Imdad Khan (2011) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 01/1999 đến tháng 12/2008, Kumar Naik& Puja Padhi (2012) thực hiện trên TTCK Ấn Độ từ tháng 04/1994 đến tháng 06/2011. Riêng đối với trường hợp Việt Nam, kết quả hồi quy cho thấy sự gia tăng trong chỉ số sản xuất công nghiệp làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại TTCK Việt Nam, nhưng khơng có ý nghĩa thống
kê(6). Kết quả này cũng được xác nhận bởi những nghiên cứu của Yusof & Majid (2007) thực hiện trên TTCK Malaysia từ tháng 1/1992 đến tháng 12/2000, Ahmet Buyuksalvarci (2010) thực hiện trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 01/2000 đến tháng 03/2010. Tuy nhiên, họ lại không đưa ra lời giải thích cụ thể nào cho kết quả mà chỉ cho rằng kết quả như là dấu hiệu sai. Kết quả hồi quy từ chỉ số sản xuất công nghiệp đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại cả 4 TTCK là khơng có ý nghĩa thống kê. Nguyên nhân lý giải cho mối tương quan hệ yếu giữa 2 biến này có thể là vì đối với các nền kinh tế mới nổi, chỉ số sản xuất công nghiệp không phải là một đại diện tốt cho sự phát triển của nền kinh tế, tỷ trọng của giá trị cơng nghiệp đóng góp vào GDP cịn khá khiêm tốn.
Kết quả nghiên cứu về cung tiền (M2): Sự gia tăng cung tiền làm gia tăng tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được tìm thấy tại TTCK Indonesia và Malaysia nhưng khơng có ý nghĩa thống kê(7)
. Kết quả này phù hợp với những nghiên cứu trước đây của Yusof và Razali (2006) thực hiện tại TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 05/1995 đến tháng 2/2006, Ahmet Buyukşalvarci (2010) thực hiện tại TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 01/2000 đến tháng 03/2010, Imdad Akash và Imdad Khan (2011) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 01/1999 đến tháng 12/2008, Kumar Naikvà Puja Padhi (2012) thực hiện trên TTCK Ấn Độ trong giai đoạn từ tháng 04/1994 đến tháng 06/2011. Riêng đối với TTCK Việt Nam và Thổ Nhĩ Kỳ, sự gia tăng cung tiền lại làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu. Kết quả này là tương tự kết quả trong nghiên cứu của Abdul Rahman và Hanim Tafri (2009) thực hiện tại TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 01/1986 đến tháng 03/2008, Mohamed Asmy và Fouad (2010) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ năm 1987 – 2007. Kết quả hồi quy từ cung tiền đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu tại cả 4 TTCK là khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể
(6) Xem phụ lục 6 (7) Xem phụ lục 6
xuất phát từ nguyên nhân là cơ chế dẫn truyền từ cung tiền đến thị trường chứng khoán chưa mang lại hiệu quả trong việc thúc đẩy sự phát triển của nền kinh tế.
Kết quả nghiên cứu về lãi suất (MIR): Sự gia tăng trong lãi suất làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được tìm thấy tại TTCK Việt Nam, Indonesia, Malaysia và Thổ Nhĩ Kỳ nhưng khơng có ý nghĩa thống kê(8)
. Kết quả về sự gia tăng lãi suất làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu là phù hợp với lý thuyết và phần lớn những nghiên cứu trước đây trên các TTCK mới nổi của Al-Sharkas (2004) thực hiện tại TTCK Jordan từ tháng 03/1980 đến tháng 12/2003, Esen Erdogan & Umit Ozlale (2005) thực hiện tại TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 06/1991 đến tháng 03/2000, Yusof & Razali (2006) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 05/1995 đến tháng 02/2006, Abdul Rahman & Hanim Tafri (2009) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 01/1986 đến tháng 03/2008, Imdad Akash & Imdad Khan (2011) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 01/1999 đến tháng 12/2008, Catherine (2011) thực hiện trên 5 nước ASEAN mới nổi trong giai đoạn từ tháng 01/1987 đến tháng 12/2007, Kumar Naik & Puja Padhi (2012) thực hiện trên TTCK Ấn Độ trong giai đoạn từ tháng 04/1994 đến tháng 06/2011, Dwijayanti Yogaswari & Candra Astuti (2012) thực hiện trên TTCK Indonesia từ tháng 01/2007 đến tháng 12/2011, Zohaib Khan & Lala Rukh (2012) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 07/2001 đến tháng 01/2010. Theo kết quả, hệ số hồi quy ảnh hưởng của thay đổi trong lãi suất đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu được tìm thấy là khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này dường như xuất phát từ nhiều nguyên nhân, trong đó nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ công cụ điều hành lãi suất của Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam cũng như Ngân Hàng Trung Ương của Indonesia, Malaysia, Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn này chỉ được thực hiện như một công cụ chống lạm phát hơn là một giải pháp lâu dài, do đó chưa phản ánh