2.3.1 .Nguồn dữ liệu và phương pháp xử lý dữ liệu
2.3.1.1 .Nguồn dữ liệu
Dựa trên khung lý thuyết ở Chương 1 cũng như để phù hợp với đặc thù về thông tin và kinh tế tại Việt Nam, 6 nhân tố sau đây được chọn để xem xét mối tương quan với TTCK Việt Nam gồm: cung tiền (M2) đại diện cho nhân tố cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đại diện cho nhân tố lạm phát, chỉ số
sản xuất công nghiệp (IPI) đại diện cho nhân tố hoạt động kinh tế thực, lãi suất cho vay ngắn hạn (IR) đại diện cho nhân tố lãi suất, tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu (OIL). Cụ thể như sau:
Bảng 2.8 : Tóm tắt các biến trong mơ hình nghiên cứu
STT biếnTên Nội dung Đơn vị đolƣờng Nguồn dữ liệu
1 VNI-
INDEX
Chỉ số giá chứng khoán trên Sở giao
dịch chứng khốn TP. Hồ Chí Minh điểm Sở giao dịch chứng khốn TP.HCM (HOSE) 2 HNX- INDEX Chỉ số giá chứng khoán trên Sở giao
dịch chứng khoán Hà Nội điểm Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX) 3 M2 Cung tiền M2, thể hiện cho nhân tố
cung tiền
Dồng Quỹ tiền tệ thế giới (IMF) 4 CPI Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng, thể hiện cho nhân tố lạm phát % Tổng cục thống kê VN (GSO) 5 IPI Chỉ số sản xuất công nghiệp theo tháng,
thể hiện cho hoạt động kinh tế thực
% Tổng cục thống kê VN (GSO)
6 EX
Tỷ giá VND/USD, thể hiện cho nhân tố
tỷ giá hối đoái
VND/USD Ngân hàng nhà nước Việt Nam (SBV)
7 IR
Lãi suất cho vay ngắn hạn, thể hiện cho nhân tố lãi suất
% Quỹ tiền tệ thế giới (IMF)
8 OIL
Trung bình giá dầu thơ FOB giao ngay mỗi ngày trên thế giới, thể hiện cho nhân tố giá dầu
USD/barrel
Cơ quan thông tin năng lượng của Mỹ
(EIA)
2.3.1.2. Phƣơng pháp xử lý dữ liệu:
Nguồn : Tổng hợp của tác giả
Dữ liệu thể hiện tình hình của TTCK là VN-Index theo tháng trong giai đoạn từ tháng 7/2000 đến tháng 4/2013 (154 quan sát) và HNX-Index theo tháng trong giai đoạn từ tháng 07/2005 đến tháng 04/2013 (94 quan sát). Chỉ số VN-Index và HNX-Index theo tháng được tính là trung bình của chỉ số VN-Index và HNX-Index đóng cửa cuối mỗi ngày giao dịch, để phản ánh xác thực và giảm sự sai lệch so với việc lấy chỉ số đầu tháng hoặc cuối tháng. Tương tự dữ liệu giá dầu theo tháng được tính là trung bình giá dầu thơ FOB giao ngay cuối mỗi ngày trên thế giới.
Theo lý thuyết, tăng trưởng GDP là biến đại diện tốt hơn cho các hoạt động kinh tế thực, tuy nhiên tại Việt Nam không thu thập được số liệu tăng trưởng GDP theo tháng nên chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) được chọn để thay thế.
Tất cả các dữ liệu trong nghiên cứu được chuyển sang dạng log. Mục đích của việc chuyển hóa dữ liệu sang dạng log nhằm giảm bớt độ phân tán cao, cũng như có một số quan sát có giá trị bất thường cũa dữ liệu gốc và việc dùng dữ liệu dưới dạng log sẽ thuận lợi hơn trong việc nhận dạng và phân tích dữ liệu.
Từ khung lý thuyết ở chương 1 và nghiên cứu thực trạng tác động ở chương 2, tác giả đặt giả thuyết nghiên cứu cần kiểm định như sau:
H0 : Cung tiền (M2) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX- Index
H1 : Chỉ số sản xuất cơng nghiệp (IPI) có tác động đến chỉ số VN- Index và chỉ số HNX-Index
H2 : Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-Index
H3 : Tỷ giá hối đối (EX) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-Index
H4 : Lãi suất (IR) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX- Index
Index
H5 : Giá dầu (OIL) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-
2.3.2. Kết quả nghiên cứu:
2.3.2.1.Kết quả nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng
khốn TP.Hồ Chí Minh:
Thống kê mơ tả:
Bảng 2.9: Thống kê mô tả các biến đƣợc sử dụng trong mơ hình
VNINDEX M2 IPI CPI EX IR OIL
Mean 2.542126 14.91961 2.143906 2.084127 4.224335 1.055993 1.743094 Median 2.586943 14.91119 2.175538 2.039584 4.204432 1.048248 1.792427 Maximum 3.057097 15.55722 2.479872 2.358826 4.318648 1.306425 2.122936 Minimum 2.003353 14.23453 1.743243 1.899580 4.148942 0.927370 1.272074 Std. Dev. 0.234001 0.404814 0.219045 0.151457 0.050523 0.090451 0.242866 Skewness 0.058696 -0.049168 -0.222629 0.387024 0.852351 1.005120 -0.214268 Kurtosis 2.562925 1.620950 1.731078 1.746248 2.450299 3.333238 1.742050 Jarque-Bera 1.314235 12.26513 11.60401 13.93087 20.58582 26.64274 11.33237 Probability 0.518343 0.002171 0.003021 0.000944 0.000034 0.000002 0.003461 Sum 391.4873 2297.620 330.1615 320.9555 650.5476 162.6229 268.4365 Sum Sq. Dev. 8.377733 25.07274 7.341019 3.509682 0.390538 1.251747 9.024499 Observations 154 154 154 154 154 154 154
Hai giá trị thống kê mô tả là Skewness và Kurtosis. Hai giá trị này giúp hình dung về hình dáng của phân phối. Skewess đo lường mức độ lệch của phân phối còn gọi là hệ số bất đối xứng, trong đó:
Skewness = 0 : phân phối cân xứng Skewness > 0 : phân phối lệch phải Skewness < 0 : phân phối lệch trái
Kurtosis đo lường mức độ tập trung tương đối của các quan sát quanh trung tâm của nó trong mối quan hệ so sánh với hai đi, trong đó:
Kurtosis = 3 : phân phối tập trung ở mức độ bình thường
Kurtosis > 3 : phân phối tập trung hơn mức độ bình thường thể hiện các biến có sự biến động mạnh và bất thường
Kurtosis < 3 : phân phối tập trung hơn mức độ bình thường thể hiện các biến biến động ít, biến thiên dao động khơng cao.
Từ hai tiêu chí nêu trên và kết quả thống kê mô tả cho thấy: M2, IPI và OIL có giá trị Skewness < 0 nên phân phối lệch trái ; VNINDEX, CPI, EX và IR có giá trị Skewness > 0 nên phân phối lệch phải.
Giá trị Kurtosis của chỉ số VNINDEX, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đối (EX) và giá dầu (OIL) có giá trị nhỏ hơn 3 cho thấy hình dạng của đa giác phân phối sẽ tù hơn với hai đuôi dài nghĩa là các biến này có sự biến động ít, biến thiên dao động không cao trong thời gian nghiên cứu. Trong khi đó, lãi suất (IR) có giá trị Kurtosis lớn hơn 3 cho thấy hình dạng của đa giác nhọn và hai đuôi hẹp nghĩa là lãi suất biến động mạnh và bất thường trong thời gian nghiên cứu.
Kiểm định nghiệm đơn vị:
Bảng 2.10: Kết quả kiểm định Unit root - ADF
Biến Level P-value Sai phân bậc 1 P-value Dừng
VN-Index -2.4729 0.1241 -7.3721 0.0000 I(1) M2 -0.9725 0.7622 -10.2887 0.0000 I(1) IPI -1.7335 0.4123 -11.9243 0.0000 I(1) CPI 1.1733 0.9979 -6.6137 0.0000 I(1) EX 0.0133 0.9576 -13.8361 0.0000 I(1) IR -2.9466 0.0425 -5.5209 0.0000 I(0) OIL -1.2653 0.6448 -9.7236 0.0000 I(1)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Nhìn vào bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho biết: Tại mức ý nghĩa 5%, chuỗi chỉ số VN-Index, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu (OIL) dừng tại sai phân bậc 1, riêng chuỗi lãi suất (IR) dừng ngay tại chuỗi dữ liệu gốc. Do vậy, sai phân bậc 1 của các chuỗi số này sẽ được sử dụng trong mơ hình xác định các nhân tố ảnh hưởng đến chỉ số VN-Index.
Xác định bƣớc trễ tối ƣu cho các biến trong mơ hình:
Nhìn vào bảng xác định độ trễ tối ưu nêu trên cho thấy tại độ trễ là 1 thì thỏa mãn các tiêu chuẩn FPE, AIC và HQ. Chính vì thế, tác giả quyết định chọn độ trễ là 1 cho phù hợp với mơ hình nghiên cứu.
Kiểm định tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá
chứng khốn sử dụng mơ hình VAR :
Từ kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và xác định bước trễ tối ưu nêu trên, tác giả thực hiện kiểm định mơ hình tự hồi quy vector (VAR) làm cơ sở để tiến hành phân tích phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy:
Kiểm định tự tƣơng quan :
Nguồn : Tính tốn của tác giả
Kiểm định Residual Serial Correlation Tests với giả thuyết : Ho : Khơng có tương quan chuỗi
H1 : Có tương quan chuỗi
Nhìn vào bảng kết quả nêu trên, đa số đều chấp nhận giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 5%. Tức là mơ hình tự hồi quy vector (VAR) thỏa mãn điều kiện các chuỗi phần dư khơng có tự tương quan.
Phân tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response):
Dựa trên kiểm định mơ hình tự hồi quy vector (VAR) nêu trên, hàm phản ứng đẩy được sử dụng để xác định phản ứng của chỉ số VN-Index trước các cú sốc của các nhân tố vĩ mô được lựa chọn trong nghiên cứu.
Hình 2.12 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc từ chính nó
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Từ kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy cho thấy chỉ số VN-Index chịu ảnh hưởng mạnh nhất bởi cú sốc từ chính nó, phản ứng của chỉ số VN-Index trước các cú sốc của cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), lãi suất (IR) và giá dầu (OIL) là thấp, cụ thể như sau:
Hình 2.13 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc cung tiền (M2)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Hiệu ứng tích cực của cung tiền (M2) đến chỉ số VN-Index được tìm thấy, theo đó cú sốc từ cung tiền (M2) có tác động làm tăng chỉ số VN-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kì 1 đến chu kì 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về 0 tại chu kỳ 3. Khi cung tiền tăng tạo dư thừa tổng phương tiện thanh tốn dịng tiền chảy vào TTCK, làm tăng chỉ số VN-Index. Tác động này thể hiện rõ nhất trong giai đoạn TTCK Việt Nam bùng nổ năm 2006-2007, mức tăng cung tiền của Việt Nam khoảng 91.93% gấp 3.6 lần mức tăng trưởng GDP (25.1%), riêng năm 2007 để mua lại hơn 10.000 tỷ USD thì NHNN đã bỏ ra gần
180.1 tỷ đồng (khoảng 14% GDP). Những năm gần đây, với mục tiêu ưu tiên kiểm chế lạm phát, Chính phủ chủ trương ổn định cung tiền, biên độ dao động cung tiền (M2) thấp nên khơng ảnh hưởng nhiều đến TTCK.
Hình 2.14: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc chỉ số sản xuất cơng nghiệp (IPI)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Cú sốc trong chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) hầu như không tác động đến chỉ số VN-Index. Kết quả này ngược lại với lý thuyết kinh điển đó là: khi nền kinh tế tăng trưởng, thu nhập của DN tăng lên, NĐT dự đoán DN sẽ chia cổ tức cao, thu hút NĐT tham gia vào TTCK. Thêm vào đó, nhu cầu mở rộng hoạt động SXKD tăng, các DN huy động thêm vốn thông qua kênh TTCK. Tất cả điều này làm cho chỉ số VN-Index tăng. Một trong những nguyên nhân có thể xuất phát từ cách tính chỉ số sản xuất công nghiệp của Việt Nam chưa phản ánh đúng, đại diện cho hoạt động kinh tế thực. Bên cạnh đó, số lượng các DN thuộc ngành công nghiệp niêm yết trên TTCK Việt Nam còn thấp với tỷ trọng vốn hóa thị trường chỉ đạt khoảng 10,4% so với các ngành khác nên chưa tác động nhiều đến chỉ số giá chứng khốn.
Hình 2.15: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc chỉ số giá tiêu dùng (CPI)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Hiệu ứng tiêu cực từ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đến chỉ số VN-Index được tìm thấy, theo đó cú sốc trong chỉ số giá tiêu dùng (CPI) có tác động làm giảm chỉ số VN-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 4 sau đó tiến về 0. Khi lạm phát tăng, giá cả hàng hóa tăng ảnh hưởng đến giá thành sản xuất của các DN trong khi giá bán sản phẩm chưa kịp thay đổi, thu nhập của DN bị sụt giảm. Bên cạnh đó, lạm phát tăng, đồng tiền mất giá, do tâm lý sợ rủi ro người dân có xu hưởng đầu tư vào các tài sản như vàng, ngoại tệ, bất động sản,…Tất cả điều này làm cho TTCK trở nên kém hấp dẫn, làm giảm chỉ số VN-Index. Tác động này thấy rõ nhất vào năm 2008 khi lạm phát VN cũng lên tới đỉnh điểm là 19.89%, TTCK Việt Nam đứng nhất nhì thế giới về tốc độ sụt giảm chỉ số giá chứng khốn dẫn đến có thời điểm chỉ số VN-Index ở mức 286.85 điểm. Sau đó, với các biện pháp kiềm chế lạm phát mạnh từ phía Nhà nước, tỷ lệ lạm phát được giữ ổn định khơng có nhiều biến động lớn.
Hình 2.16: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc tỷ giá hối đối
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Hiệu ứng tích cực từ tỷ giá hối đoái (EX) đến chỉ số VN-Index được tìm thấy, theo đó cú sốc trong tỷ giá hối đối (EX) có tác động làm tăng chỉ số VN-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về 0 tại chu kỳ 3. Nguyên nhân do tỷ giá hối đoái được NHNN giữ tương đối cứng nhắc đảm bảo ổn định kinh tế, kiểm soát lạm phát, tạo tâm lý an tâm cho DN và NĐT. Chỉ từ cuối năm 2008 trở lại đây thì NHNN mới có đợt điều chỉnh tỷ giá với biên độ lớn hơn, cụ thể lần phá giá gần đây nhất là khoảng 9.3%. Do đó, tác động của tỷ giá hối đoái (EX) lên chỉ số giá chứng khốn khơng lớn.
Hình 2.17: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc lãi suất (IR)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Hiệu ứng tích cực của lãi suất (IR) đến chỉ số giá chứng khoán được tìm thấy, theo đó cú sốc trong lãi suất (IR) có tác động làm tăng chỉ số VN- Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về 0 tại chu kỳ 3. Điều này là do lãi suất cho vay tại Việt Nam đang giảm dần xuống mức hợp lý qua nhũng năm gần đây nhờ lạm phát được kiềm chế và tăng trưởng tín dụng thấp, khơng những làm giảm chi phí vốn cho nền kinh tế nói chung và các DN niêm yết nói riêng, mà cịn làm tăng khả năng tiếp cận vốn cho các DN. Điều này là cơ sở để khơi thơng dịng chảy tín dụng, giúp các DN giải quyết bài tốn về vốn cho hoạt động sản xuất - kinh doanh. Khi
hiệu quả kinh doanh của DN cải thiện, sẽ có tác động tích cực lên giá cổ phiếu. Mặt khác, khi lãi suất giảm sẽ làm giảm mức độ hấp dẫn tương đối của các công cụ đầu tư như gửi tiết kiệm - vốn khá nóng tại Việt Nam trong thời gian qua, so với các các kênh đầu tư thay thế khác như chứng khoán, bất động sản. Khi đó, một dịng vốn nhàn rỗi sẽ chuyển sang các tài sản rủi ro hơn để tìm kiếm lợi nhuận kỳ vọng cao hơn.
Hình 2.18: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc giá dầu (OIL)
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Cú sốc trong giá dầu (OIL) gần như không tác động đến chỉ số VN- Index. Nguyên nhân do thực chất biến động giá xăng dầu khi thể hiện ra trên thị trường Việt Nam chịu nhiều sự can thiệp từ phía Nhà nước, nên tín hiệu phát ra từ nhân tố này đã bị bóp méo.
Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition):
Để phân tích mức độ đóng góp của các cú sốc trong các nhân tố vĩ mô được lựa chọn đối với chỉ số VN-Index cũng như khẳng định lại các kết quả thu được từ hàm phản ứng đẩy, tác giả sử dụng thêm phân tích phân rã phương sai, cụ thể như sau:
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Từ kết quả phân rã phương sai nêu trên cho thấy chỉ số VN-Index chịu tác động mạnh nhất bởi chính nó ngay tại thời điểm đầu tiên là 100% và đến kì thứ 12 là (91,3531%). Các biến kinh tế vĩ mơ cịn lại tác động rất yếu đến