Nguồn: Tính tốn của tác giả
Như vậy trong bài nghiên cứu này mơ hình VAR cho ba biến: lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực và giá chứng khốn là tới ưu với bậc độ trễ là 2 tháng.
Kết quả kiểm định Granger:
Kết quả của kiểm định Granger có thể sử dụng để kiểm tra chiều hướng tác động trong ngắn hạn. Với độ trễ được chọn là hai tháng, ta có kết quả kiểm định Granger cho ba biến lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn như sau:
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định Granger
Giả thuyết H0 Độ trễ F-Statistic Prob. DLREER không tác động lên DLIR 2 4,49530 0,0126 DLIR không tác động lên DLREER 3,44997 0,0340 DLVNINDEX không tác động lên DLIR 2 0,40602 0.6670 DLIR không tác động lên DLVNINDEX 0,09487 0,9095 DLVNINDEX không tác động lên DLREER 2 0,19357 0,8242 DLREER không tác động lên DLVNINDEX 0,81284 0,4454
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Từ bảng kết quả kiểm định Granger ta có thể thấy:
Tỷ giá hới đối thực hiệu lực REER tác động nhân quả Granger lên lãi suất IR, và lãi suất IR tác động nhân quả Granger ngược lại lên tỷ giá hới đối thực hiệu lực REER ở cùng mức ý nghĩa 5%.
Giá chứng khốn VNINDEX và lãi suất IR khơng tác động nhân quả lên nhau. Giá chứng khốn VNINDEX và tỷ giá hới đoại thực hiệu lực không tác động
nhân quả lên nhau.
4.3. Kết quả hàm phản ứng đẩy:
Từ phụ lục C – Đồ thị các hàm phản ứng đẩy cho thấy:
+ Các cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực đã tác động kéo lãi suất giảm xuống 0,08%, và kéo dài 7 tháng sau đó trước khi về trạng thái cân bằng. Cú sớc trong giá chứng khốn có tác động làm tăng lãi suất nhưng không lớn, chỉ ở mức khoảng 0,3%, tuy nhiên tác động này không tức thời nhưng lại kéo dài từ tháng 2 đến tháng thứ 8. Cú sốc từ nội tại bản thân lãi suất có tác động lớn nhất lên sự thay đổi trong lãi suất, và kéo dài trong 10 tháng sau đó để về vị thế cân bằng.
+ Phản ứng của tỷ giá trước chính các cú sớc tỷ giá được thể hiện rõ rang và chiếm tỷ lệ cao nhất, và kéo dài trong 6 tháng trước sau đó. Trong khi đó, phản ứng của tỷ giá thực hiệu lực trước các cú sớc lãi suất là khơng có xu hướng rõ ràng, tăng giảm bất thường với biên độ gần 4% trong 4 tháng đầu. Các cú sớc của giá chứng khốn có tác động khơng đáng kể đến tỷ giá hới đối thực hiệu lực, với biên độ nhỏ tăng/giảm khoảng 0,1% xảy ra trong 4 tháng đầu.
+ Phản ứng của giá chứng khốn trước các cú sớc lãi suất là không đáng kể, gần với mức 0, và chỉ xảy ra trong hai tháng đầu. Các cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực tác động làm tăng giá chứng khoán với biên độ nhỏ khoảng 0,1%, và ảnh hưởng trong vịng 4 tháng đầu. Cú sớc từ nội tại bản thân chính giá chứng khốn VNINDEX có tác động lớn nhất lên sự thay đổi trong giá chứng khoán VNINDEX, và kéo dài trong 7 tháng sau đó để về vị trí cân bằng.
Như vậy qua các hàm phản ứng đẩy và kiểm định nhân quả Granger có thể nhận thấy rằng là: Giữa các biến lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn VNINDEX là rất ít có sự tác động lẫn nhau. Đặc biệt là các tác động của các cú sớc giá chứng khốn VNINDEX lên tỷ giá hới đối thực hiệu lực, lãi suất là rất nhỏ; và ngược lại tác động của các cú sốc lãi suất và tỷ giá hới đối thực hiệu lực hầu như khơng có tác động lên giá chứng khốn VNINDEX. Tuy nhiên tồn tại mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hới đối thực hiệu lực, nhưng kết quả còn khá yếu, và biến động hàm phản ứng đẩy khơng rõ ràng.
Có thể lý giải theo quan điểm của tác giả đó là: lãi suất, tỷ giá hới đối, giá chứng khốn VNIDEX cịn chịu chi phới mạnh bởi nhiều các yếu tố khác trong nền kinh tế. Chính phủ Việt Nam duy trì chế độ tỷ giá gần như là cớ định, chỉ điều chỉnh trong biên độ rất hẹp; trong khi đó chính sách lãi suất được xem như là một cơng cụ của chính sách tiền tệ bị chi phối bởi nhiều mục tiêu khác nhau; thị trường chứng khốn Việt Nam cịn khá non trẻ, tâm lý của các nhà đầu tư còn mang tính “bầy đàn”….
4.4. Kết quả phân rã phương sai:
Để phân tích mức độ đóng góp của các cú sốc của các biến tác động lên nhau và khẳng định lại kết quả thu được từ các hàm phản ứng đẩy tác giả đã sử dụng thêm kết quả phân rã phương sai.
Bảng 4.5: Kết quả phân rã phương sai của lãi suất
Variance Decomposition of DLIR:
Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX 1 0,047211 100,0000 0,000000 0,000000 2 0,049283 96,61037 3,386284 0,003347 3 0,051864 93,97931 5,735010 0,285680 4 0,052260 93,51652 6,125552 0,357932 5 0,052583 93,21099 6,329636 0,459376 6 0,052666 93,10531 6,408239 0,486454 7 0,052713 93,05202 6,444324 0,503652 8 0,052728 93,03341 6,457250 0,509336 9 0,052735 93,02506 6,462784 0,512160 10 0,052737 93,02193 6,464902 0,513165
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Từ bảng 4.5 của kết quả phân rã phương sai của lãi suất cho thấy ngay từ thời điểm đầu tiên, lãi suất hoàn toàn chịu ảnh hưởng 100% bởi cú sớc của chính nó, và giảm dần qua thời gian, tuy nhiên vẫn luôn chiếm tỷ trọng cao trên 93% trong tất cả các thời gian tiếp theo. Tác động của cú sốc trong tỷ giá hới đối thực hiệu lực và giá chứng khốn là khơng đáng kể, trong đó tác động của tỷ giá hới đối thực hiệu lực chiếm gần 6,5%, nhiều hơn các tác động từ cú sốc của giá chứng khốn chỉ có 0,5%. Kết quả này là thống nhất với các kết quả thu được từ các kiểm định Granger và hàm phản ứng đẩy ở trên.
Bảng 4.6: Kết quả phân rã phương sai của tỷ giá hối đoái thực hiệu lực
Variance Decomposition of DLREER:
Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX 1 0,018142 0,010016 99,98998 0,000000 2 0,018552 3,697352 96,14150 0,161145 3 0,018633 3,835200 95,76918 0,395621 4 0,018644 3,938124 95,66376 0,398119 5 0,018644 3,938185 95,66356 0,398251 6 0,018645 3,948165 95,65273 0,399100 7 0,018645 3,948212 95,65269 0,399099 8 0,018645 3,949058 95,65173 0,399208 9 0,018645 3,949114 95,65167 0,399219 10 0,018645 3,949208 95,65156 0,399234
Nguồn: Tính tốn của tác giả. Trong khi đó các kết quả phân rã phương sai của tỷ giá hới đối thực hiệu lực từ bảng 4.6 cũng cho thấy kết quả này là thống nhất với các kết quả thu được từ các kiểm định Granger và hàm phản ứng đẩy ở trên như sau: Tại thời điểm đầu tiên trong bảng phân rã phương sai của tỷ giá hới đối thực hiệu lực, tỷ giá chịu ảnh hưởng 99,9% bởi cú sớc của chính nó, và 1% bởi cú sớc lãi suất. Trong kỳ tiếp theo thì cú sớc từ lãi suất tác động lên tỷ giá thực hiệu lực tăng lên 3,69% và giữ tỷ lệ gần 3,9% trong toàn bộ thời gian tiếp theo. Trong khi đó các tác động từ cú sớc tỷ giá hới đối thực hiệu lực lên chính nó tuy có giảm nhưng vẫn chiếm tỷ trọng cao trên 95% trong toàn bộ thời gian cịn lại. Các tác động từ giá chứng khốn là rất yếu ớt, không đáng kể, chỉ chiếm khoảng 0,39%.
Bảng 4.7: Kết quả phân rã phương sai của giá chứng khoán
Variance Decomposition of DLVNINDEX: Period S.E. DLIR DLREER DLVNINDEX
1 0,086760 0,356102 0,393142 99,25076 2 0,089559 0,349949 1,478766 98,17128 3 0,090196 0,346315 1,835463 97,81822 4 0,090284 0,348924 1,861674 97,78940 5 0,090302 0,350981 1,866582 97,78244 6 0,090306 0,352374 1,868820 97,77881 7 0,090307 0,352894 1,869479 97,77763 8 0,090307 0,353159 1,869671 97,77717 9 0,090307 0,353262 1,869735 97,77700 10 0,090307 0,353307 1,869760 97,77693 Cholesky Ordering: DLIR DLREER DLVNINDEX
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Từ kết quả phân rã phương sai của giá chứng khoán tại bảng 4.7 cho thấy tại thời điểm đầu tiên, tỷ giá chịu ảnh hưởng 99,2% bởi cú sớc của chính nó, 0,35% bởi cú sốc lãi suất, và 0,39% bởi cú sốc tỷ giá thực hiệu lực. Trong kỳ tiếp theo thì cú sớc từ tỷ giá hới đối thực hiệu lực tăng lên 1,48% và giữ tỷ lệ gần 1,8% trong toàn bộ thời gian tiếp theo. Trong khi đó các tác động từ lãi suất khơng có sự thay đổi lớn, các tác động từ giá chứng khoán giảm trong các thời gian tiếp theo, tuy nhiên vẫn chiếm tỷ trọng lớn 97,7%.
4.5. Kết quả kiểm định đồng liên kết:
Nghiên cứu sử dụng độ trễ trong VAR để kiểm định tồn tại đồng liên kết giữa lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn. Bằng phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen, ta có bảng kết quả đồng liên kết dựa theo kết quả thống kê Trace và thống kê Maximum Eigenvalue như sau:
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định đồng liên kết giữa 3 biến.
Thống kê Trace Số vectơ đồng liên
kết Eigenvalue Trace Statistic Critical Value 5% P-value None 0,083463 22,93456 29,79707 0,2493 At most 1 0,045573 8,031373 15,49471 0,4621 At most 2 0,000322 0,055152 3,841466 0,8143
Thống kê Maximum Eigenvalue Số vectơ đồng liên
kết Eigenvalue Trace Statistic Critical Value 5% P-value None 0,083463 14,90319 21,13162 0,2957 At most 1 0,045573 7,976221 14,26460 0,3811 At most 2 0,000322 0,055152 3,841466 0,8143
Nguồn: Tính tốn của tác giả. Căn cứ vào giá trị thống kê Trace, giá trị riêng lớn nhất của các ma trận (Max Eigenvalue) đều khẳng định khơng có mới liên hệ đồng liên kết trong dài hạn của ba biến lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực REER, giá chứng khốn VNINDEX.
Như vậy, nếu kết hợp kết quả này với các kết quả của phần tổng quan tài liệu nghiên cứu trước đây, thì có thể nhìn thấy điểm chung đó là: không tồn tại một mối liên kết dài hạn giữa lãi suất, tỷ giá hới đối, và giá chứng khốn. Do đó, kết quả này là phù hợp với kỳ vọng đã đặt ra, và phù hợp với các bài nghiên cứu kiểm định thực nghiệm trước đây.
4.6. Kiểm định wavelet liên tục (Continuous wavelet transform - CWT):
Trước khi thực hiện các phương pháp biến đổi wavelet, các chuỗi thời gian sẽ được chuyển các chuỗi thời gian sang chuỗi của các phân vị. Đưa các chuỗi giá trị
trở thành hàm mật độ xác suất, như vậy các biến đổi chuỗi giá trị có thể phản ứng “tuyến tính hơn” với xu hướng.7
Các biểu đồ wavelet liên tục, wavelet chéo, wavelet cohenrence trương ứng cho các chuỗi dữ liệu thơ được trình bày trong Phụ lục D, E, F. So với các chuỗi dữ liệu thời gian trước khi được chuẩn hóa thì các biểu đồ sau khi đưa về hàm mật độ xác suất pdf có sự tập trung mật độ năng lượng các chính xác hơn, và khơng phân bớ rải rác lung tung nhiều so với các chuỗi dữ liệu thô.
Các wavelet mở rộng cho từng chuỗi thời gian lãi suất, tỷ giá hới đối thực hiệu lực, giá chứng khốn vào khơng gian tần sớ -thời gian như sau: