Biến
(1)
Pooled Model (2)
Fixed Effect Model (3)
Random Effect Model (4) EM lgIPI -0.02134 -0.0225545 -0.02134 (0.477) (0.454) (0.477) lgCPI 1.060428 1.114679 1.060428 (0.001) (0.001) (0.001) lgbond -0.08309 -0.0831534 -0.08309 (0.01) (0.01) (0.01) lgM2 0.22387 0.2144832 0.22387 (0.069) (0.087) (0.068) lgER -0.89699 -0.895992 -0.89699 (0.000) (0.000) (0.000) R-squared 0.2996 0.2995 0.2996 Adj R-squared 0.2954 Prob > F (0.000) (0.000) (0.000) FM lgIPI -0.02911 -0.03741 -0.02911 (0.582) (0.477) (0.582) lgCPI 0.819351 0.208951 0.819351 (0.231) (0.783) (0.23) lgbond -0.32934 -0.33355 -0.32934 (0.000) (0.000) (0.000) lgM2 0.790239 0.474235 0.790239 (0.017) (0.173) (0.016) lgER -0.81593 -0.81619 -0.81593 (0.000) (0.000) (0.000) R-squared 0.1424 0.1381 0.1424 Adj R-squared 0.1311 Prob > F (0.000) (0.000) (0.000) ALL lgIPI -0.02335 -0.02665 -0.02335 (0.386) (0.321) (0.386) lgCPI 1.080449 0.956697 1.080449 (0.000) (0.004) (0.000) lgbond -0.14953 -0.14802 -0.14953 (0.000) (0.000) (0.000) lgM2 0.326429 0.254216 0.326429 (0.009) (0.047) (0.009) lgER -0.86421 -0.86188 -0.86421 (0.000) (0.000) (0.000) R-squared 0.2214 0.2210 0.2214 Adj R-squared 0.2182 Prob > F (0.000) (0.000) (0.000)
Tác giả chạy hồi quy lần lượt theo mơ hình pooled, fixed effect và random efect. Mơ hình pooled được hồi quy bằng cách sử dụng tất cả dữ liệu xếp chồng khơng phân biệt từng quốc gia. Mơ hình này bỏ qua những khác biệt giữa các quốc gia, giữa các thời gian quan sát. Mơ hình fixed effect có xem xét đặc trưng của quốc gia, nhưng những đặc trưng này được cố định theo thời gian. Mơ hình ramdom effect xem xét đặc trưng quốc gia biến động theo thời gian.
Kết quả hồi quy theo cột 2,3,4 bảng 4.4 cho thấy cả 3 mơ hình trên 3 nhóm thị trường đều đồng nhất kết quả dấu chỉ khác nhau về mức ý nghĩa. Cả 3 mơ hình cho 3 nhóm thị trường, chỉ số sản xuất công nghiệp đều không đạt mức ý nghĩa, cũng như kỳ vọng về dấu
Các thị trường mới nổi - EM ở cả 3 mơ hình đều cho kết quả: biến động chỉ số giá tiêu dùng có tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1%. Sự gia tăng cung tiền làm tăng tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 10% và biến động tỷ giá hối đoái, lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm có tác động ngược chiều lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1%
Các thị trường tiền mới nổi - FM cả 3 mơ hình đều cho kết quả: Biến động tỷ giá hối đối, lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm có tác động ngược chiều lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1%. Sự gia tăng cung tiền làm tăng tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 10% với mơ hình Pooled và REM và khơng có ý nghĩa với mơ hình FEM. Mối quan hệ cùng chiều giữa biến động chỉ số giá tiêu dùng và tỷ suất sinh lợi TTCK đều khơng có ý nghĩa về mặt thống kê ở cả 3 mơ hình.
Trên tồn bộ mẫu nghiên cứu -thị trường mới nổi và tiền mới nổi – ALL cả 3 mơ hình đều cho kết quả: biến động chỉ số giá tiêu dùng có tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1%. Sự gia tăng cung tiền làm tăng chỉ số thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1% với mơ hình Pooled
và REM và mức ý nghĩa 5% với mơ hình FEM. Biến động tỷ giá hối đối, lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm có tác động ngược chiều lên tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ở mức ý nghĩa 1%.
4.4.2 Lựa chọn mơ hình:
Kế tiếp, Tác giả so sánh việc lựa chọn mơ hình ước lượng tham số hồi quy nào là phù hợp nhất giữa Mơ hình gộp (Pooled), Mơ hình ảnh hưởng cố định (FEM) và Mơ hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (REM). Dưới đây là kết quả so sánh chạy từ phần mềm STATA 11:
So sánh gi ữ a Mô hình Pooled Regress và mô hình Fixed Effect Model (FEM): dùng Likelihood Ratio Test với
H0: ui=0: sai số giữa các quốc gia trong mơ hình FEM=0 €dùng Pooled hiệu quả hơn FEM
H1: dùng FEM hiệu quả hơn Pooled
So sánh gi ữ a Mô hình Pooled Regress và mô hình Random Effect Model (REM): dùng lệnh xttest3 trong phần mềm STATA 11 để kiểm tra với giả thuyết:
H0: Var(u) = 0: phương sai của sai số giữa các quốc gia trong mơ hình REM=0 €dùng Pooled hiệu quả hơn REM
H1: dùng REM hiệu quả hơn Pooled
So sánh gi ữ a Mô hình Fixed Effect Model (FEM) và mô hình Random Effect Model (REM) : bằng Hausman test
H0: Sai lệch giữa hệ số của hai mơ hình FEM và REM là khơng hệ thống: sai lệch mang tính ngẫu nhiên €REM hiệu quả hơn FEM
Bảng 4.5 Kết quả tổng hợp các so sánh mơ hình H0: sigma_u (FE) =0
Pooled hiệu quả hơn FEM
H0: Var (u) (REM) =0 Pooled hiệu quả hơn REM
H0: REM hiệu quả hơn FEM
Mơ hình lựa chọn (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) Emerging market F(13,827) 0.6 Chi2 1.35 Chi2 1.47 Pooled
Prob > F 0.8559 Prob > F 0.2247 Prob > F 0.9164
Frontier market
F(6, 375) 2.09 Chi2 0.68 Chi2 11.47
FEM
Prob > F 0.0539 Prob > F 0.408 Prob > F 0.0428
Nhóm tổng hợp - ALL
F(20,
1207) 1.38 Chi
2 0.5 Chi2 12.24
Pooled
Prob > F 0.1221 Prob > F 0.4808 Prob > F 0.0316
Kết quả với mức ý nghĩa 10%, mơ hình thích hợp cho nhóm EM, ALL là Pooled, và FEM cho FM.
Đồng thời, giá trị p-value của nhóm tổng hợp thị trường mới nổi và tiền mới nổi - ALL trong so sánh giữa Mơ hình Pooled và mơ hình FEM là 0.1221 cho thấy kết quả chấp nhận giả thiết rằng sai số giữa các cá thể trong mơ hình FEM=0, nghĩa là là khơng có sự khác biệt giữa các quốc gia mới nổi, tiền mới nổi.
Hơn nữa, đặc điểm dữ liệu bảng là tập hợp quan sát của nhiều cá thể ở nhiều thời gian khác nhau nên dễ xảy ra phương sai thay đổi, đặc điểm tỷ suất sinh lợi TTCK thường xảy ra hiện tượng tự tương quan. Do đó trong phần tiếp theo, tác giả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan
4.5 Kiểm tra phương sai thay đổi và tự tương quan:
4.5.1 Phương sai thay đổi:
Mục đích là tìm ra các yếu tố tác động đến sai số với giả thuyết sau: H0: khơng có phương sai thay đổi
H1: có phương sai thay đổi
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định phương sai thay đổi từ phần mềm STATA 11Nhóm EM Nhóm EM chi2 (14) 83.92 Prob>chi2 0.000 Nhóm FM chi2 (7) 7.96 Prob>chi2 0.3362 Nhóm tổng hợp - ALL chi2 (21) 222.57 Prob>chi2 0.000
Kết quả cho thấy EM, ALL có phương sai thay đổi ở mức ý nghĩa 1%, FM khơng có phương sai thay đổi với mức ý nghĩa 10%. FM khơng có phương sai thay đổi, điều này có thể do số quốc gia nghiên cứu tại FM ít, nên ít có sự khác biệt.
4.5.2 Tự tương quan:
Nhằm kiểm tra giữa các sai số có mối tương quan với nhau hay khơng ? Kết quả chạy kiểm định tự tương quan từ phần mềm STATA 11:
H0: khơng có tự tương quan bậc 1 H1: Có tự tương quan bậc 1
Bảng 4.7 Kết quả kiểm tra tự tương quan từ phần mềm STATA 11Nhóm EM Nhóm EM F(1,13) 2.394 Prob > F 0.1458 Nhóm FM F(1,6) 9.347 Prob > F 0.0223 Nhóm tổng hợp - ALL F(1,20) 10.759 Prob > F 0.0037
p-value tại EM là 0.1458 nên cho thấy chấp nhận giả thiết khơng có tự tương quan ở mức ý nghĩa 10%. P-value kiểm tra tự tương quan của nhóm FM có giá trị 0.0223, kết quả bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận H1 ở mức ý nghĩa 5%. Mơ hình có tự tương quan. P-value của nhóm ALL có giá trị 0.0037, bác bỏ cao giả thiết H0 và chấp nhận H1 ở mức ý nghĩa 1%, như vậy nhóm ALL có tự tương quan.
4.6 Khắc phục khiếm khuyết của mơ hình
Bảng 4.8 Kết quả các khiếm khuyết và phương pháp khắc phụcNhóm thị trường 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