Error
Correction: D(LNVNI) D(LNCPI) D(LNEXR) D(M2) D(DR) D(TBR)
VECM(1) -0.473121 0.015126 -0.001695 -2.226317 1.311479 -0.050887 (0.11055) (0.01057) (0.01117) (3.00867) (0.76221) (1.17089) [-4.27978] [ 1.43109] [-0.15172] [-0.73997] [ 1.72063] [-0.04346] VECM(2) 0.643384 0.000162 0.058208 3.923115 -1.709958 9.915742 (0.32289) (0.03087) (0.03263) (8.78779) (2.22628) (3.41995) [ 1.99257] [ 0.00525] [ 1.78410] [ 0.44643] [-0.76808] [ 2.89938] VECM(3) -1.111364 0.097749 -0.203969 8.738651 0.845303 -8.769177 (0.62115) (0.05939) (0.06276) (16.9052) (4.28272) (6.57899) [-1.78921] [ 1.64597] [-3.24983] [ 0.51692] [ 0.19738] [-1.33291] VECM(4) 0.022069 -0.000225 9.79E-06 -0.145558 -0.012597 -0.143846 (0.00637) (0.00061) (0.00064) (0.17341) (0.04393) (0.06749) [ 3.46362] [-0.36997] [ 0.01520] [-0.83939] [-0.28675] [-2.13151] VECM(5) 0.123477 -0.007735 -0.002793 0.574709 -0.399193 -0.833649 (0.03282) (0.00314) (0.00332) (0.89324) (0.22629) (0.34762) [ 3.76219] [-2.46504] [-0.84219] [ 0.64340] [-1.76406] [-2.39813] D(LNVNI(-1)) 0.558274 0.000258 -0.017411 5.902288 0.135189 2.671408 (0.13322) (0.01274) (0.01346) (3.62576) (0.91854) (1.41104) [ 4.19056] [ 0.02028] [-1.29339] [ 1.62788] [ 0.14718] [ 1.89322] D(LNCPI(-1)) -0.268792 0.051514 0.009645 27.93597 5.019013 9.835226 (1.18576) (0.11337) (0.11981) (32.2717) (8.17564) (12.5592) [-0.22668] [ 0.45439] [ 0.08050] [ 0.86565] [ 0.61390] [ 0.78311] D(LNEXR(-1)) -0.133326 -0.037724 -0.254207 -7.171118 -11.82766 24.39357 (1.34897) (0.12897) (0.13630) (36.7135) (9.30092) (14.2878) [-0.09884] [-0.29249] [-1.86500] [-0.19533] [-1.27167] [ 1.70730] D(M2(-1)) -0.016859 -0.000279 -0.000103 0.040915 -0.014254 0.144530 (0.00610) (0.00058) (0.00062) (0.16612) (0.04209) (0.06465) [-2.76198] [-0.47739] [-0.16653] [ 0.24629] [-0.33870] [ 2.23557] D(DR(-1)) -0.115204 0.006021 -0.002469 -1.068849 0.518348 0.496077 (0.03302) (0.00316) (0.00334) (0.89856) (0.22764) (0.34969) [-3.48933] [ 1.90737] [-0.74008] [-1.18951] [ 2.27705] [ 1.41860] D(TBR(-1)) 0.070916 -0.001335 -0.007366 1.920614 -0.267431 0.334769 (0.02536) (0.00242) (0.00256) (0.69006) (0.17482) (0.26855) [ 2.79694] [-0.55063] [-2.87496] [ 2.78325] [-1.52976] [ 1.24657] C 0.177634 -0.003354 0.010632 -1.373443 -0.096970 -2.491741 (0.07387) (0.00706) (0.00746) (2.01041) (0.50931) (0.78239)
[ 2.40471] [-0.47493] [ 1.42442] [-0.68316] [-0.19039] [-3.18476] R-squared 0.848627 0.845033 0.805946 0.841186 0.896924 0.857290 Adj. R-squared 0.564342 0.553998 0.441503 0.542925 0.703341 0.589275 Sum sq. resids 0.165518 0.001513 0.001690 122.6006 7.868525 18.56835 S.E. equation 0.063538 0.006075 0.006420 1.729237 0.438081 0.672969 F-statistic 2.985123 2.903546 2.211445 2.820305 4.633288 3.198659
Ghi chú: con số trong ( ) là độ lệ chuẩn (Se), con số trong [ ] là t- value, mức ý nghĩa đư ợc xem
xét là 5%, 10%.
Kết quả mơ hình VECM có thể được viết lại qua phương trình sau:
D(LnVNI) = -0.473121(VECM(-1)) + 0.643384(VECM(-2)) -1.111364(VECM(-3)) + 0.022069 (VECM(-4)) + 0.123477(VECM(-5)) + 0.558274 D(LnVNI(-1)) - 0.268792 D(LnCP I(-1) - 0.133326 D(LnEXR(-1)) - 0.016859 D(M2(-1)) - 0.115204 D(DR(-1)) + 0.070916 D (TBR(-1)) + 0.177634
Kết quả trên cho thấy trong ngắn hạn VN-Index chịu sự tác động từ chính nó và tất cả các biến kinh tế vĩ mô, nhưng chịu tác động lớn nhất là từ chính nó, lạm phát, tỷ giá và lãi suất huy động. Trong ngắn hạn, lạm phát, cung tiền, lãi suất tiền gửi tương quan âm với VN-Index như trong dài hạn. Khi lạm phát tăng 1% thì VN-Index giảm 0,27%, khi lãi suất huy động tăng 1% thì VN-Index giảm 0,12%, khi cung tiền tăng 1% thì VN-Index giảm 0,02%.
Lãi suất trái phiếu chính phủ tƣơng quan dƣơng với VN-Index trong ng ắn hạn: khi lãi suất trái phiếu chính phủ tăng 1% thì VN-Index tăng 0,07%. Điều này cho thấy ở Việt Nam trong ngắn hạn lãi suất trái phiếu chỉnh phủ không hẳn là chi phí cơ hội khi nắm giữ cổ phiếu mà nó được xem như là một loại chứng khoán giao dịch trên TTCK. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với nghiên cứu của Muhammad Mubashir Hussain và cộng sự (2012), J. K. M. Kuwornu (2012), Muhammed Monjurul Quadir (2012)
Tỷ giá tƣơng quan âm với VN-Index trong ng ắn hạn: khi tỷ giá tăng 1% thì VN-
giá khi đó các doanh nghiệp nhập khẩu máy móc, nguyên vật liệu với giá cao, chi phí sản xuất vì thế cũng tăng lên rất nhiều và lợi nhuận của doanh nghiệp sẽ giảm. Điều này làm cổ tức được chia giảm khiến sụt giảm nhu cầu đầu tư kéo theo VN-Index sẽ giảm. Bên cạnh đó, tỷ giá hối đối tăng nghĩa là đồng nội tệ mất giá do đó, dịng tiền đầu tư của nhà đầu tư nước ngoài chảy vào TTCK sẽ giảm dẫn đến VN-Index giảm. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Menike (2006), Nadeem Sohail và Zakir Hussain (2009), Mahedi Masuduzzaman (2012).
Qua bảng trên ta thấy các hệ số Vecm ước lượng được đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tuy nhiên Vecm(2), Vecm(3), Vecm(4), Vecm(5) đều khơng được chọn vì Vecm(2), Vecm(4), Vecm(5) mang dấu dương, Vecm(3) thì mang dấu âm nhưng giá trị lớn hơn 1. Do đó, duy nhất hệ số tương quan điều chỉnh Vecm (1) được chọn với giá trị π=-0,47. Điều này cho thấy có 47% sự chệch hướng trong ngắn hạn được điều chỉnh mỗi tháng hay nói cách khác VN-Index được điều chỉnh 47% trong mỗi tháng để đạt được trạng thái cân bằng trong dài hạn và có nghĩa là để đạt trạng thái cân bằng trong dài hạn thì quá trình điều chỉnh mất kho ảng thời gian 2 tháng (1/0,47=2,13) – để khử tính mất cân bằng trong ngắn hạn
2.4.3.5 Phân tích phân rã phương sai
Phân tích phân rã phương sai hay một số phân tích gọi là phân tích dự báo phương sai sai số. Phân tích này được áp dụng để xác định sự thay đổi của các biến kinh tế vĩ mô ảnh hưởng như thế nào đến VN-Index qua các thời gian khác nhau, qua đó bài nghiên cứu cũng xác định được biến nào tác động mạnh nhất đến VN-Index cũng như mỗi biến góp phần vào việc giải thích sự biến động của VN-Index như thế nào.
Bảng 2.10 Kết quả chạy phân rã phƣơng sai của VN-Index
Variance Decomposition of LNVNI:
Period S.E. LNVNI LNCPI LNEXR M2 DR TBR 1 0.063538 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.097753 97.61378 0.117960 0.545799 0.919136 0.070404 0.732920
3 0.125126 78.60631 0.144282 2.138817 4.091684 6.312632 8.706274 4 0.149786 57.90036 0.297886 3.467801 9.686017 16.04058 12.60736 5 0.172625 44.16793 0.386422 3.289122 13.09967 25.06914 13.98771 6 0.205338 31.22255 1.200289 3.024858 11.73595 37.89732 14.91903 7 0.244707 21.98843 5.250125 3.585963 8.941811 47.29914 12.93454 8 0.280892 16.70469 8.287788 4.314405 7.101285 52.48722 11.10461 9 0.309052 14.09439 10.99022 6.531129 6.190866 52.83864 9.354765 10 0.340849 12.85843 14.54414 8.108908 5.346465 51.41905 7.723014 11 0.377617 12.61147 16.78488 9.250843 4.790243 50.25396 6.308603 12 0.419195 12.97895 18.16321 10.27122 4.194396 48.92227 5.469953 24 1.022043 6.276748 11.93051 9.854870 2.809007 65.02216 4.106706 48 1.427886 5.255409 8.293633 8.950525 10.19541 60.72943 6.575592 60 1.742191 4.151089 12.25560 19.40692 8.234988 50.78151 5.169888 Nhìn vào bảng trên ta thấy trong 5 tháng đ ầu sự biến động của VN-Index có liên quan trực tiếp đến dữ liệu q khứ của chính nó hơn là phụ thuộc vào các nhân tố kinh tế vĩ mô. Điều này cho thấy VN-Index phản ứng chậm trước những thông tin kinh tế vĩ mơ. Tuy nhiên, nhìn chung trong ngắn hạn (12 tháng) VN-Index chịu tác động
mạnh nhất bởi lãi suất tiền gửi, trọng số của nó là 48,9%, kế tiếp là lạm phát, tỷ giá, lãi suất trái phiếu chính phủ, cung tiền với trọng số tương ứng là 18,2%, 10,3%, 5,5% và 4,2%.
Trong trung hạn (24 tháng) các nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến VN-Index với
thứ tự đóng góp khơng thay đổi so với ngắn hạn, với tỷ trọng lãi suất tiền gửi là 65,0%, lạm phát là 11,9%, t ỷ giá là 9,9%, lãi suất trái phiếu chính phủ là 4,1%, cung tiền là 2,8%.
Trong dài hạn (60 tháng) lãi suất tiền gửi vẫn là nhân tố góp phần quan trọng giải
thích sự biến động của VN-Index và cũng là nhân tố tác động nhiều nhất đến VN-Index với tỷ trọng là 50,8%. Tỷ giá và cung tiền có sự thay đổi đáng kể về mức độ tác động tương ứng là 19,4%, 8,2% trong khi đó CPI chỉ cịn 12,25%, lãi suất trái phiếu chính phủ là 5,2%.
Như vậy, với thời gian quan sát 11 năm (từ năm 2002-2012) của VN-Index cho chúng ta thấy được những biến động thăng trầm của chỉ số VN-Index cũng như TTCK Việt Nam.
Qua phân tích trực quan vẫn chưa thấy được sự nhất quán về mối quan hệ cũng như sự tác động của từng biến kinh tế vĩ mô được chọn trong nghiên cứu với VN-Index, nghĩa là ở giai đoạn này thì tương quan thuận giai đoạn khác thì tương quan nghịch hoặc có giai đoạn khơng có tương quan như khi quan sát t ỷ giá và VN-Index. Do đó, để có kết quả khẳng định về chiều hướng của mối tương quan, mức độ tác động của các nhân tố vĩ mô đến VN-Index trong ngắn và dài hạn, biến vĩ mơ nào tác động hay đóng góp vào sự giải thích biến động của VN-Index nhiều nhất, tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định sự tác động này bằng mơ hình định lượng.
Với những bằng chứng thuyết phục được đưa ra từ các kiểm định, thống kê, phân tích trong chương này đã khẳng định được mức độ tác động và mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và VN-Index. Kết quả kiểm định đồng liên kết Jonhansen đã chỉ ra rằng tồn tại ít nhất 5 véc tơ đồng liên kết giữa các biến nghĩa là giữa các biến kinh tế vĩ mơ và VN-Index có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn. Trong dài hạn, xét về mức độ tác động của các biến kinh tế vĩ mơ lên VN-Index thì CPI, EXR, DR, TBR tác động lên VN-Index nhiều hơn M2; xét về mối tương quan thì ngoại trừ EXR còn lại CP I, M2, DR, TBR có mối quan hệ ngược chiều lên chỉ số VN-Index. Kết quả này dường như phù hợp với điều kiện thực tế tại Việt Nam và một số nghiên cứu trên thế giới. Tác giả lại tiếp tục nghiên cứu với mơ hình VECM để xem xét sự tác động, mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô với VN-Index và xác định hệ số điều chỉnh trong ngắn hạn để hướng tới mối quan hệ cân bằng trong dài hạn. Kết quả ước lượng VECM đã cho thấy hệ số điều chỉnh trong ngắn hạn để hướng tới mối quan hệ cân bằng trong dài hạn khá cao so với các nghiên cứu trước với π=0,47 nghĩa là có 47% sự chệch hướng trong ngắn hạn được điều chỉnh mỗi tháng và vì thế mất 2 tháng trước khi đạt trạng thái cân bằng. Bên cạnh đó, kết quả ước lượng VECM cũng cho thấy trong ngắn
hạn VN-Index chịu tác động mạnh từ chính nó, lãi suất huy động và tỷ giá. Xét về mối tương quan thì trong ngắn hạn ngoại trừ EXR, TBR cịn lại CPI, M2, DR có mối tương quan với VN-Index như trong dài hạn. Nghĩa là CPI, M2, DR có mối tương quan ngược chiều với VN-Index; EXR tương quan ngược chiều với VN-Index và TBR có mối tương quan dương với VN-Index. Bên cạnh đó, phân tích phân rã phương sai cho thấy lãi suất tiền gửi và lạm phát là hai nhân tố tác động nhiều nhất đến sự biến động của VN-Index.
Chƣơng 3: Giải pháp hạn chế sự tác động bất thƣờng của các nhân tố kinh tế vĩ mô nhằm ổn định và phát triển thị
trƣờng chứng khoán Việt Nam
Kết quả nghiên cứu: Luận văn đã làm rõ tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến
chỉ số VN-Index. Qua phân tích thống kê mơ tả và định lượng đều cho thấy lạm phát, lãi suất, cung tiền và tỷ giá là các nhân tố đóng vai trị là biến giải thích tác động đến chỉ số VN-Index. Trong ngắn hạn ngo ại trừ lãi suất trái phiếu chính phủ còn lại lạm phát, cung tiền, tỷ giá, lãi suất huy động tương quan ngược chiều với chỉ số VN-Index và sự chệch hướng trong ngắn hạn sẽ được điều chỉnh trong hai tháng để đạt trạng thái cân bằng trong dài hạn. Trong dài hạn thì ngo ại trừ tỷ giá cịn lại các nhân tố kinh tế vĩ mô khác trong bài nghiên cứu đều có mối tương quan ngược chiều với chỉ số VN- Index. Khi xét về mức độ tác động qua phân tích phân rã phương sai thì lãi suất tiền gửi và lạm phát là hai nhân tố tác động nhiều nhất đến sự biến động của VN-Index trong ngắn và dài hạn.
Qua kết quả nghiên cứu trên tác giả khuyến nghị một số giải pháp hạn chế sự tác động bất thường của các nhân tố kinh tế vĩ mơ nhằm góp phần ổn định cũng như phát triển thị trường chứng khốn Việt Nam. Thơng qua đó, Chính phủ có hướng điều hành chính sách kinh tế vĩ mô hợp lý và thực thi chúng một cách hiệu quả hơn. Bên cạnh chính sách kinh tế vĩ mơ, Bộ tài chính, Ủy Ban Chứng khốn Nhà nước và các cơ quan ban ngành có liên quan cũng cần có những giải pháp hỗ trợ để chỉ số giá cổ phiếu ổn định và tăng trưởng như nâng cao chất lượng hàng hóa trong rổ tính VN-Index, xây dựng mới bộ chỉ số giá cổ phiếu trên HOSE, khơi thông nguồn vốn của nhà đầu tư vào các cổ phiếu niêm yết, nâng cao năng lực quản lý giám sát công bố thông tin, triển khai sản phẩm chứng khốn phái sinh để phịng ngừa rủi ro, cải thiện năng lực tài chính và đạo đức nghề nghiệp của các cơng ty chứng khốn.
3.1.1 Điều hành chính sách ti ền tệ trong mối tƣơng quan với thị trƣờng chứng khốn.
Điều hành chính sách tiền tệ là kiểm sốt lượng tiền lưu thơng trong nền kinh tế nhằm tiến đến mục đích ổn định và tăng trưởng kinh tế, do đó chính sách này cần được thực hiện linh hoạt phù hợp với từng giai đoạn. Khi nền kinh tế có lạm phát cao thì NHNN sử dụng chính sách tiền tệ thắt chặt, khi nền kinh tế suy thối thì NHNN sử dụng chính sách tiền tệ mở rộng để thúc đ ẩy kinh tế phát triển.
NHNN thực thi chính sách tiền tệ phải hướng đến mục tiêu cụ thể, tránh tạo ra cú sốc tâm lý của nhà đầu tư trên thị trường gây ảnh hưởng tiêu cực đến thị trường chứng khốn, do thị trường chứng khốn Việt Nam cịn non trẻ chưa bền vững.
Nhà nước cần phối hợp chính sách tiền tệ với chính sách tài khóa trong việc thúc đẩy TTCK phát triển. Bản chất của CSTT là kiểm soát cung tiền hoặc lãi suất nhằm duy trì mức lạm phát mục tiêu và góp phần tăng trưởng kinh tế. CSTK thực hiện chi tiêu cơng và có trách nhiệm đảm bảo các kho ản chi tiêu đó đem lại hiệu quả với cơ chế phân bổ vốn hợp lý, điều này tạo nền tảng cho CSTT phát huy hiệu lực. Hai chính sách này có mối quan hệ mật thiết, ràng buộc lẫn nhau và tác động lên nền kinh tế và thị trường tài chính. Do đó, nếu quản lý tài khóa yếu kém sẽ làm tăng lạm phát kỳ vọng và lãi suất, khiến tâm lý đầu tư c ủa nhà đầu tư trên TTCK bị giao động, thanh khoản của thị trường bị ảnh hưởng làm thị trường chứng khốn nói chung và chỉ số giá cổ phiếu nói riêng sụt giảm.
3.1.2 Điều hành chính sách lãi suất huy động linh hoạt hƣớng đến một mức lãi suất chung theo thị trƣờng
Hiện nay, lãi suất huy động ở Việt Nam được NHNN quy định theo chính sách tr ần lãi suất huy động. Tuy nhiên, trong thời gian qua các NHTM Việt Nam thường huy động vốn với mức lãi suất huy động cao hơn mức trần quy định của NHNN. Do đó, luồng vốn trong nền kinh tế có xu hướng chảy vào ngân hàng thông qua kênh gửi tiết
năm qua. Hơn thế nữa, khi lãi suất huy động ở mức cao thì lãi suất cho vay trên thị trường cũng khá cao gây khó khăn cho các doanh nghiệp khi sử dụng vốn vay cho hoạt động sản xuất kinh doanh khiến nền kinh tế bị trình trệ. Chính vì thế, trong những năm gần đây NHNN đã can thiệp vào việc xử lý những TCTD huy động vốn với lãi suất không theo quy định chẳng hạn năm 2011 NHNN ban hành chỉ thị 02/CT-NHNN. Tuy nhiên, việc giám sát thực hiện của NHNN vẫn chưa triệt để nên vẫn còn tồn tại một số NHTM lách trần lãi suất huy động dưới nhiều hình thức. Do đó, để ổn định vĩ mô NHNN cần phải giám sát chặt chẽ tình hình lãi suất trên thị trường cũng như điều hành lãi suất vớ i diễn biến kinh tế vĩ mô , mục tiêu kiểm soát lạm phát và hỗ trợ tăng trưởng kinh tế , đảm bảo an toàn thanh khoản và hoa ̣t đô ̣ng của hê ̣ thống tổ chức tí n dụng và của nền kinh tế .
Trong dài hạn, Chính phủ cần tập trung điều hành chính sách lãi suất huy động theo hướng linh hoạt và tiến tới duy trì một mức lãi suất chung theo thị trường. Tuy nhiên, để đảm bảo chính sách thực hiện được mục tiêu ổn định kinh tế và các mục tiêu khác của chính phủ thì NHNN có thể can thiệp vào thị trường thơng qua thị trường mở, lãi suất chiết khấu, tỷ lệ dự trữ bắt buộc, khống chế tỷ lệ tăng trưởng tín dụng. Bên cạnh đó, để hạn chế rủi ro khi thực hiện chính sách lãi suất thị trường, NHNN cần phải giám sát chặt chẽ chất lượng tín dụng cũng như ho ạt động kinh doanh của các tổ chức tín dụng về tỷ lệ an tồn vốn, thực hiện đúng pháp luật về quy định lãi suất, tỷ lệ dự trữ bắt buộc…; NHNN cũng c ần có những biện pháp hỗ trợ một số NHTM có khó khăn t ạm thời để tránh xáo trộn về vốn. Khi đó, lãi suất huy động sẽ tự động được điều chỉnh theo cung cầu trên thị trường thay vì áp đặt như hiện nay. Việc lãi suất huy động biến