Kiểm định Granger được thực hiện nhằm xác định mối quan hệ qua lại giữa mức sinh lời của chỉ số VN-INDEX và các biến lãi suất, tỷ giá, trái phiếu chính phủ, cung tiền và lạm phát. Kiểm định Granger có thể cho kết quả quan hệ một chiều (chỉ một bên ảnh hưởng đến bên còn lại), quan hệ hai chiều (hai bên ảnh hưởng lẫn nhau) hoặc khơng có ảnh hưởng nào giữa hai bên.
Sử dụng độ trễ tối ưu là 5 vừa xác định theo Bảng 4.2 để kiểm định nhân quả Granger với số quan sát là 97 ta có kết quả như sau:
Bảng 4.5: Kết quả ki m định nhân quả Granger giữa các biến số.
Giả thiết H0 Giá trị thống kê F
Xác xuất (P-
value) Kết luận
VR không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái 0.19485 0.9637 Chấp nhận H0 Cung tiền không ảnh hưởng đến VR 1.43323 0.2205 Chấp nhận H0 VR không ảnh hưởng đến cung tiền 0.98210 0.4335 Chấp nhận H0 Tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng đến VR 3.10758** 0.0126 Bác bỏ H0 VR không ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát 1.61537 0.1646 Chấp nhận H0 Trái phiếu chính phủ khơng ảnh hưởng đến VR 3.79067* 0.0038 Bác bỏ H0 VR khơng ảnh hưởng đến trái phiếu chính phủ 1.78054 0.1254 Chấp nhận H0 Lãi suất không ảnh hưởng đến VR 3.10008** 0.0128 Bác bỏ H0
VR không ảnh hưởng đến lãi suất 2.66917** 0.0272 Bác bỏ H0 Cung tiền không ảnh hưởng
đến tỷ giá hối đoái 1.42842 0.2222 Chấp nhận H0 Tỷ giá hối đối khơng ảnh hưởng
đến cung tiền 1.40496 0.2306 Chấp nhận H0 Lạm phát không ảnh hưởng
đến tỷ giá hối đoái 0.23519 0.9460 Chấp nhận H0 Tỷ giá hối đối khơng ảnh hưởng
đến lạm phát 1.38489 0.2380 Chấp nhận H0 Trái phiếu chính phủ khơng
ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái 0.31807 0.9009 Chấp nhận H0 Tỷ giá hối đối khơng ảnh hưởng
tới trái phiếu chính phủ 0.07254 0.9962 Chấp nhận H0 Lãi suất không ảnh hưởng
đến tỷ giá hối đoái 0.70403 0.6219 Chấp nhận H0 Tỷ giá hối đối
khơng ảnh hưởng đến lãi suất 1.02454 0.4084 Chấp nhận H0 Lạm phát không ảnh hưởng đến cung tiền 3.78745* 0.0038 Bác bỏ H0 Cung tiền không ảnh hưởng đến lạm phát 2.38468** 0.0447 Bác bỏ H0
Trái phiếu chính phủ khơng ảnh hưởng
Cung tiền khơng ảnh hưởng đến
trái phiếu chính phủ 1.15984 0.3356 Chấp nhận H0 Lãi suất không ảnh hưởng đến cung tiền 1.02795 0.4064 Chấp nhận H0 Cung tiền không ảnh hưởng đến lãi suất 1.07481 0.3801 Chấp nhận H0
Trái phiếu chính phủ
khơng ảnh hưởng tới lạm phát 2.33752** 0.0485 Bác bỏ H0 Lạm phát không ảnh hưởng
tới trái phiếu chính phủ 9.18541* 5.E-07 Bác bỏ H0 Lãi suất khơng ảnh hưởng tới lạm phát 1.79070 0.1233 Chấp nhận H0 Lạm phát không ảnh hưởng tới lãi suất 3.63592* 0.0050 Bác bỏ H0
Lãi suất khơng ảnh hưởng
đến trái phiếu chính phủ 8.92738* 7.E-07 Bác bỏ H0 Trái phiếu chính phủ
khơng ảnh hưởng đến lãi suất 5.83667* 0.0001 Bác bỏ H0
Ghi chú: * là tại mức nghĩa 1%, ** là tại mức nghĩa 5%
Theo kết quả kiểm định tại Bảng 4.3, ta thấy yếu tố tỷ lệ lạm phát và trái phiếu chính phủ có ảnh hưởng 1 chiều tới mức sinh lợi của VN-INDEX tại mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%, riêng yếu tố lãi suất có ảnh hưởng 2 (hai) chiều tới mức sinh lợi của VN-INDEX với mức ý nghĩa là 5%. Kết quả này có ý nghĩa rằng có mối quan hệ tương tác qua lại trong ngắn hạn giữa mức sinh lợi của chỉ số VN- INDEX và lãi suất, tỷ lệ lạm phát và trái phiếu chính phủ có mối quan hệ một chiều với mức sinh lợi của chỉ số VN-INDEX trong ngắn hạn. Ngồi ra lạm phát cịn có ảnh hưởng 1 (một) chiều tới lãi suất, giữa lạm phát và trái phiếu chính phủ có ảnh hưởng 2 (hai) chiều, giữa cung tiền và lạm phát có ảnh hưởng 2 (hai) chiều; giữa trái phiếu chính phủ và lãi suất có mối quan hệ tương tác qua lại trong ngắn hạn. Yếu tố tỷ giá khơng có mối quan hệ nhân quả Granger với mức sinh lợi của VN- INDEX và cũng không ảnh hưởng tới các yếu tố vĩ mô khác.
Các kết quả của kiểm định nhân quả Granger có thể được giải thích như sau: - Đối với yếu tố lãi suất: giả thiết lãi suất không tác động Granger đến VR bị bác bỏ
đến tỉ suất sinh lợi của VN-INDEX. Điều này hoàn toàn phù hợp với thị trường chứng khoán Việt Nam thời gian vừa qua. Khi lãi suất tiền vay thay đổi (trong bài nghiên cứu sử dụng lãi suất cơ bản là công cụ để định hướng lãi suất trong các quan hệ tín dụng) sẽ tác động đến chi phí sản xuất của các doanh nghiệp (DN) trên thị trường nói chung và DN niêm yết trên HOSE nói riêng qua đó ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh của các DN trong tương lai, từ đó tác động giá chứng khốn làm biến động VN-INDEX.
- Đối với yếu tố tỷ lệ lạm phát và trái phiếu chính phủ ngồi tác động trực tiếp tới tỉ suất sinh lợi của VN-INDEX trong ngắn hạn, 02 yếu tố này còn ảnh hưởng trực tiếp tới lãi suất, qua đó ảnh hưởng gián tiếp tới sự biến động chỉ số VN- INDEX. Điều này là phù hợp với thị trường chứng khốn Việt Nam vì trong q khứ giai đoạn tốc độ lạm phát của nền kinh tế biến động mạnh, ở mức cao cũng là giai đoạn thoái trào của thị trường chứng khoán (thời điểm năm 2008). Trái phiếu chính phủ cũng là một kênh huy động vốn từ các doanh nghiệp và cá nhân nên khi lãi suất trái phiếu chính phủ biến động sẽ tác động trực tiếp đến hành vi của nhà đầu tư qua đó ảnh hưởng tới luồng tiền tham gia vào thị trường chứng khốn.
- Yếu tố cung tiền khơng tác động trực tiếp tới tỉ suất sinh lợi của VN-INDEX trong ngắn hạn, mà ảnh hưởng trực tiếp tới yếu tố tỷ lệ lạm phát, qua đó ảnh hưởng gián tiếp tới sự biến động chỉ số VN-INDEX. Điều này là phù hợp với thị trường chứng khốn Việt Nam vì trong q khứ giai đoạn Chính phủ tăng cung tiền, tốc độ lạm phát của nền kinh tế tăng mức cao cũng là giai đoạn thoái trào của thị trường chứng khoán (thời điểm năm 2008).
- Trong ngắn hạn mức sinh lợi của VN-INDEX có ảnh hưởng tới yếu tố lãi suất ở mức ý nghĩa 5%. Đây có thể được xem là một yếu tố chỉ báo cho nền kinh tế, tuy nhiên mức ảnh hưởng của thị trường chứng khoán tới nền kinh tế cịn thấp vì quy mơ thị trường, mức vốn hóa thị trường hiện nay chiếm tỷ lệ nhỏ so với GDP (cuối năm 2012 khoảng 20% GDP). Do đó, hiện tại thị trường chứng khoán Việt Nam chỉ là một yếu tố tham khảo cho các nhà hoạch định chính sách chứ chưa phải là một yếu tố chỉ báo hàng đầu trong điều hành chính sách.
4.4 Kết quả kiểm định mơ hình VAR
Theo kết quả hồi quy của mơ hình VAR, có 6 (sáu) phương trình được sử dụng trong nghiên cứu này (Chi tiết xem tại Phụ lục 4 đính kèm) thể hiện sự tác động giữa các yếu tố lãi suất, tỷ giá hối đối, lãi suất trái phiếu chính phủ, cung tiền, tỷ lệ lạm phát và mức sinh lời của VN-INDEX từ tháng 1/2005 đến tháng 6/2013, tác giả sử dụng độ trễ là 5 được xác định tại Bảng 4.2 để xây dựng mơ hình. Với giả thiết Ho: hệ số khơng có ý nghĩa thống kê, với mức ý nghĩa là 5% ta chọn hệ số có P value < 5% để bác bỏ giả thiết H0 hay hệ số có ý nghĩa thống kê.
Sau đây tác giả trình bày phương trình thể hiện các mối quan hệ giữa mức sinh lời của VN-INDEX và phương trình thể hiện các mối quan hệ của lãi suất với độ trễ của chính nó và độ trễ của các yếu tố kinh tế vĩ mơ khác.
Phương trình thể hiện các mối quan hệ của mức sinh lời của VN-INDEX:
VR = 0.342062*VR(-1) + 1.567897*M2(-1) -1.407840*M2(-4) - 4.065435*INF(-5) + 10.66654*ITR(-2) - 12.78507*ITR(-3)
Observations: 97
R-squared 0.554580 Mean dependent var 0.013487 Adjusted R-squared 0.352117 S.D. dependent var 0.115919 S.E. of regression 0.093305 Sum squared resid 0.574580 Durbin-Watson stat 1.939283
Theo phương trình trên tại mức nghĩa 5%, trong khoảng thời gian từ tháng 01/2005 đến tháng 6/2013, mức sinh lợi của chỉ số VN-INDEX (VR) chịu ảnh hưởng từ chính nó, cung tiền, lạm phát và lãi suất, cụ thể như sau: VR chịu ảnh hưởng từ chính nó với độ trễ là 01 tháng; VR chịu ảnh hưởng đồng biến từ cung tiền trước đó 01 tháng và chịu ảnh hưởng nghịch biến từ cung tiền trước đó 4 tháng tuy nhiên vì 02 mức ảnh hưởng này bù trừ cho nhau nên tổng hòa lại mức ảnh hưởng từ cung tiền là đồng biến với VR ở mức độ ảnh hưởng thấp; tiếp theo VR chịu ảnh hưởng nghịch biến đáng kể từ lạm phát 5 tháng trước và VR chịu ảnh hưởng từ lãi suất ở cả hai chiều nghịch biến và đồng biến trong ngắn hạn từ 2 đến 3
tháng, tổng hòa lại mức ảnh hưởng của lãi suất tới VR là nghịch biến. Nếu lạm phát và lãi suất tăng dẫn tới mức sinh lời của chỉ số VN-INDEX giảm hay nói cách khác giá cổ phiếu có xu hướng giảm. Ngược lại nếu lạm phát và lãi suất giảm sẽ dẫn tới mức sinh lời của chỉ số VN-INDEX tăng hay nói cách khác giá cổ phiếu có xu hướng tăng.
Mức độ tự giải thích của mơ hình R2 = 55,46% là chấp nhận được nên có thể kết luận lạm phát và lãi suất có tác động nghịch biến đến giá cổ phiếu nhưng đó chỉ là tác động một phần, mức sinh lời của cổ phiếu cịn do nhiều yếu tố khác tác động đến có thể là tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội, tốc độ tăng trưởng tín dụng, kết quả kinh doanh của doanh nghiệp …
Phương trình thể hiện các mối quan hệ của lãi suất:
ITR = - 0.010881*VR(-3) - 0.093111*EXR(-4) + 0.061798*M2(-5) - 0.163003*GEB(-2) + 0.989853*ITR(-1) + 0.023362
R-squared 0.951375 Mean dependent var 0.086861 Adjusted R-quared 0.929273 S.D. dependent var 0.014230 S.E. of regression 0.003784 Sum squared resid 0.000945 Durbin-Watson stat 2.148505
Mức độ giải thích của mơ hình là R2 = 95,14% ở mức cao. Dựa vào mơ hình này ta thấy ngồi yếu tố ảnh hưởng của lãi suất tháng trước lên lãi suất tháng hiện tại, lãi suất còn chịu ảnh hưởng ngược chiều của mức sinh lời của VN-INDEX 3 (ba) tháng trước, ảnh hưởng ngược chiều của tỷ giá hối đoái 4 (bốn) tháng trước, ảnh hưởng cùng chiều của cung tiền 5 (năm) tháng trước và ảnh hưởng ngược chiều của trái phiếu chính phủ 2 (hai) tháng trước.
4.5 Phân tích phân rã phương sai (Variance Decomposition)
Trong phần phân tích này, chúng ta sẽ sử dụng phân rã phương sai để đánh giá sự tác động của mỗi yếu tố trong quá khứ là: tỷ giá hối đối, cung tiền, lạm phát, trái phiếu chính phủ, lãi suất và mức sinh lời của VN-INDEX góp phần vào việc giải thích sự biến động của VR trong mối quan hệ cân bằng động ngắn hạn với số kỳ lựa chọn là 12 tháng.
100% 90% 80% 70%
ITR
GEB INF M2 EXR VR 60% 50% 40% 30% 20% 10% 0% 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Ta có kết quả phân tích phân rã phương sai tại Bảng 4.6
Bảng 4.6: Kết quả phân tích phân rã phương sai của mức sinh lời từ chỉ số VN-INDEX
Variance Decomposition of VR:
Period S.E. VR EXR M2 INF GEB ITR
1 0.093305 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.104161 90.84423 0.356192 5.720227 2.353979 0.698727 0.026642 3 0.112325 78.81012 0.311710 5.140761 2.382241 5.269405 8.085759 4 0.113673 77.75204 1.110799 5.357250 2.420596 5.259208 8.100105 5 0.118810 71.75911 1.181732 7.510426 2.590682 8.215861 8.742193 6 0.125134 64.77205 1.073141 8.817367 8.916168 8.199382 8.221891 7 0.128985 61.68340 1.098653 9.764440 10.55258 9.147414 7.753509 8 0.129855 60.87031 1.639830 9.863546 10.44284 9.471774 7.711703 9 0.130969 59.99983 1.674787 9.835810 10.64187 10.10105 7.746646 10 0.134510 59.19767 1.607174 9.445422 11.46096 10.63532 7.653451 11 0.135847 58.68027 1.614113 9.396901 12.10090 10.49176 7.716049 12 0.136387 58.52027 1.617246 9.348790 12.02711 10.46791 8.018671
Cholesky Ordering: VR EXR M2 INF GEB ITR
Từ Bảng kết quả phân tích phân rã phương sai ta có đồ thị kết quả phân rã phương sai tại hình 4.1:
Hinh 4.1: Đồ thị phân rã phương sai của các yếu tốkinh tế vĩ môảnh hưởng đến VN- INDEX Return
Nhận xét: Hình 4.1 trình bày kết quả phân rã phương sai cho các biến tỷ giá hối đoái, cung tiền, lạm phát, trái phiếu chính phủ, lãi suất và mức sinh lời của chỉ số VN-INDEX với khoảng thời gian là 12 tháng để xem xét mức độ quan trọng của các biến trong việc giải thích sự biến động của chỉ số VN-INDEX. Kết quả như sau: Trong khoảng thời gian ngắn (1 đến 2 tháng), những thay đổi trong mức sinh lợi của VN-INDEX bị ảnh hưởng chủ yếu từ dữ liệu q khứ của chính nó hơn là phụ thuộc vào những yếu tố khác. Điều này thể hiện các thông tin kinh tế vĩ mơ có độ trễ khi tác động tới thị trường chứng khoán, cụ thể cho từng yếu tố ảnh hưởng được xem xét như sau:
Yếu tố tỷ giá hối đối: VR chịu ảnh hưởng khơng đáng kể trong 3 tháng đầu từ (dưới 1%), từ tháng thứ 4 trở đi VR chịu ảnh hưởng khoảng 1% bởi tỷ giá hối đoái, mức này là thấp so với các yếu tố vĩ mô khác.
Yếu tố cung tiền: từ tháng thứ 2 đến tháng thứ 4 VR chịu ảnh hưởng ở mức 5% bởi cung tiền, từ tháng thứ 5 trở đi VR chịu ảnh hưởng bởi cung tiền ở mức từ 7,5% đến 10%.
Yếu tố tỷ lệ lạm phát: lạm phát trong 5 tháng đầu có ảnh hưởng dưới 3% tới những thay đổi trong mức sinh lợi của VN-INDEX (VR). Nhưng bắt đầu từ tháng thứ 6 đến cuối năm lạm phát cũng góp phần đáng kể vào những thay đổi của VR (tăng dần ở mức từ 9% đến 12%) cao nhất khi so sánh với mức độ ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô khác trong bài nghiên cứu.
Yếu tố trái phiếu chính phủ: trong ngắn hạn (khoảng 2 tháng đầu) trái phiếu chính phủ ít ảnh hưởng (dưới 1%) tới những thay đổi của VR, từ tháng thứ 3 đến tháng thứ 4 VR chịu ảnh hưởng ở mức 5% bởi trái phiếu chính phủ, từ tháng thứ 5 trở đi VR chịu ảnh hưởng bởi trái phiếu chỉnh phủ ở mức từ 8% đến 10%.
Yếu tố lãi suất: trong ngắn hạn (khoảng 2 tháng đầu) lãi suất khơng có ảnh hưởng tới những thay đổi của VR. Nhưng bắt đầu từ tháng thứ 3 trở đi đến cuối năm, lãi suất có mức độ ảnh hưởng tới VR ln ở mức từ 7,6% đến 8,7%, cũng góp phần đáng kể vào những thay đổi của VR.
Tổng hợp: qua các thời kỳ, ngoại trừ ảnh hưởng của chính nó thì mức sinh lợi của chỉ số chứng khoán chịu tác động chủ yếu bởi cung tiền, lạm phát, trái phiếu chính phủ và lãi suất.
4.6 Phân tích hàm phản ứng xung (IPR)
Hàm phản ứng xung được sử dụng để xem xét thời gian tác động từ cú sốc của mỗi biến trong mơ hình VAR tới VR. Tác giả lựa chọn khoảng thời gian 24 tháng và sử dụng phương pháp phân rã Choleski.
Kết quả phân tích hàm phản ứng tổng quát của các yếu tố kinh tế vĩ mô lên mức sinh lợi của VN-INDEX được thể hiện ở hình 4.2.
Hình 4.2: Phản ứng của mức sinh lợi từ VN-INDEX đối với các cú sốc của các biến kinh tế vĩ mơ
Nhận xét: Theo hình 4.2 ta có các nhận xét về phản ứng của VR trước các cú sốc của các yếu tố kinh tế vĩ mô:
- Phản ứng của VR trước cú sốc từ chính nó: nhà đầu tư có xu hướng tâm lý lưu giữ những ấn tượng về sự biến động của mức sinh lợi của VN-INDEX trong qúa khứ, nên trong vòng 3 (ba) tháng VR chịu ảnh hưởng rất lớn bởi cú sốc từ chính
nó, từ sau tháng thứ 3 (ba) mức độ ảnh hưởng giảm đi bớt do thị trường tự điều chỉnh về mức cân bằng và đi vào ổn định từ tháng thứ 13 (mười ba).
- Phản ứng của VR trước cú sốc từ tỷ giá hối đoái: mức sinh lợi của VN- INDEX ít chịu ảnh hưởng của cú sốc từ tỷ giá hối đoái, mức ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá hối đoái tới VR chỉ có tác động nhỏ từ tháng thứ 2 (hai), sau đó thị trường chứng khốn tự điều chỉnh về mức cân bằng và tác động từ cú sốc của tỷ giá hối