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 Prob > F 0.0000
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 mơ 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 mơ 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 khốn, 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.
5 KẾT LUẬN, HÀM Ý VÀ HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI 5.1 Kết luận:
Có nhiều nghiên cứu đã tìm thấy mối liên hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở một quốc gia, một nhóm quốc gia nào đó. Đồng thời đó, thị trường chứng khốn tiền mới nổi (thị trường mới nổi ở giai đoạn sơ khai) được nhắc đến nhiều như một lựa chọn đầu tư hấp dẫn cho các nhà đầu tư quốc tế, tuy nhiên thông tin nghiên cứu có phần hạn chế. Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu bảng để xem xét liệu có tồn tại ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi ở các thị trường mới nổi, tiền mới nổi. Tác giả đã sử dụng các nhân tố là chỉ số sản xuất công nghiệp (đại diện cho hoạt động kinh tế thực), chỉ số giá tiêu dùng (đại diện cho lạm phát), lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm, cung tiền M2 (đại diện cho cung tiền) và tỷ giá hối đối và tìm thấy những bằng chứng cho thấy tồn tại ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô ở các thị trường mới nổi, tiền mới nổi và tổng hợp ở cả 21 thị trường mới nổi + tiền mới nổi như một khẳng định, thị trường tiền mới nổi là một phần của thị trường mới nổi. Trong kiểm định đối với tồn bộ mẫu thì ngoại trừ chỉ số sản xuất cơng nghiệp khơng có tác động lên tỷ suất sinh lợi, các biến còn lại chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền có tác động tích cực lên tỷ suất sinh lợi và lãi suất, tỷ giá hối đối có tác động tiêu cực lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán. Cụ thể chỉ số giá tiêu dùng tăng 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%
5.2 Hàm ý của đề tài:
Bài nghiên cứu tìm thấy sự ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô lên tỷ suất sinh lợi ở các thị trường mới nổi, tiền mới nổi và trên toàn bộ mẫu gồm cả thị trường mới nổi và tiền mới nổi
Bài nghiên cứu cho thấy chính sách tiền tệ (cung tiền, lãi suất) có vai trị quan trọng đối với biến động chỉ số thị trường chứng khoán mới nổi và tiền mới nổi. Chính sách tiền tệ nới lỏng sẽ tác động làm tăng giá chứng khốn và ngược lại
Bài nghiên cứu tìm thấy bằng chứng cho thấy khả năng các thị trường mới nổi, tiền mới nổi có mức độ nhập khẩu cao (giả định TTCK phản ánh đầy đủ hoạt động của nền kinh tế); thị trường chứng khoán tại các thị trường này chịu ảnh hưởng bởi dòng vốn đầu tư quốc tế.
Đồng thời đó, bài nghiên cứu cũng tìm thấy bằng chứng cho thấy thị trường tiền mới nổi là một dạng của thị trường mới nổi chứa đựng nhiều rủi ro hơn
5.3 Hạn chế của đề tài:
Do số liệu thu thập được hạn chế, dữ liệu nghiên cứu là toàn bộ dữ liệu tác giả thu thập được, nên mẫu nghiên cứu chưa đầy đủ theo yêu cầu đặt ra
Dựa trên các kết quả kiểm định và hồi quy, tác giả đã sử dụng các phương pháp điều chỉnh độ lệch chuẩn robust, cluster trên OLS, và điều chỉnh tự tương quan trên dữ liệu bảng bằng GLS để đảm bảo kết quả nghiên cứu vững và hiệu quả. Tuy nhiên với đặc điểm dữ liệu thị trường chứng khốn thường có tương quan chuỗi, các nghiên cứu tiếp theo có thể sử dụng GMM trên dữ liệu bảng
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tiếng Việt
1 Nguyễn Trọng Hoài và cộng sự, 2009. Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính. Hà Nội: Nhà xuất bản Thống Kê
Tiếng Anh :
1 Ahmet Büyükşalvarcı, 2010. The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns: Evidence from Turkey. European Journal of Social Sciences, Volume 14, Number 3, 404-416
2 Aisyah Abdul Rahman et al., 2009. Macroeconomic determinants of Malaysian stock market. African Journal of Business ManagEMent, Vol.3
(3), 095-106
3 Asprem, 1989. Stock prices, asset portfolios and macroeconomic variables in ten european coutries. Journal of Banking and Finance, 13(4-5), 589-612 4 Aurangzeb, 2012. Factors Affecting Performance of Stock Market: Evidence
from South Asian Countries . International Journal of Academic Research in
Business and Social Sciences, Vol. 2 (9), 1-15
5 Chen, Roll and Ross, 1986. Economic forces and the stock market. Journal
of Business, 59(3): 83-403
6 Fama (1981). Stock returns, real activity, inflation and money. American Economic Review, 71: 545-564
7 Fama, 1990. Stock Returns, Expected Returns, and Real Activity. Journal of
Finance, 45(4), 1089-1108
9 Homa và Jaffee, 1971. The Supply of Money and Common Stock Prices. The
Journal of Finance, 26(5): 1045-1066
10 Hussain Ali Bekhet & Mohamed Ibrahim Mugableh, 2012. Investigating Equilibrium Relationship between Macroeconomic Variables and Malaysian Stock Market Index through Bounds Tests Approach. International Journal of Economics and Finance, Vol. 4 (10), 69-81
11 Kuwornu and Nantwi, 2011. Macroeconomic Variables and Stock Market Returns: Full Information Maximum Likelihood Estimation. Research
Journal of Finance and Accounting. Vol 2 (4), 49-63.
12 Kvint, V.L, 1999. The global emerging market in transition: Articles, forecasts, and studies. New York: Fordham University Press
13 Mahmudul Alam and Gazi Salah Uddin, 2009. Relationship between Interest Rate and Stock Price: Empirical Evidence from Developed and Developing Countries. International Journal of Business and Management, Vol. 4 (4), 43-51.
14 Mohamed Khaled Al-Jafari et al., 2011. Investigating the Relationship between Stock Market Returns and acroeconomic Variables Evidence from
Developed and EMerging Markets. International Research Journal of
Finance and Economics, 79: 6-30
15 MSCI, 2012. MSCI Global Investable Market Indices Methodology. Morgan
Stanley Capital International
16 Muhammed Monjurul Quadir, 2012. The Effect of Macroeconomic Variables On Stock Returns on Dhaka Stock Exchange. International Journal of Economics and Financial, Vol. 2 (4), 480-487
17 Myers, R. H, 1990. Classical and modern regression with applications (2nd ed.). Boston: PWS-Kent.
18 Nopphon Tangjitprom, 2012. Macroeconomic Factors of EMerging Stock Market: The Evidence from Thailand. International Journal of Financial Research, Vol. 3 (2) , 105-114
19 Pan et al., 2007. Dynamic linkages between Exchange Rates and Stock Prices: Evidence from East Asian Markets. Int. Rev. Econ. Finance, 16:503-
520
20 Princeton university. Getting Started in Data Analysis The Online Training Section at DSS . Available at: <http://dss.princeton.edu/training/>. [Accessed