CHƢƠNG 4 ẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.4. Kiểm định đồng liên kết Johansen-Juselius
Kiểm định đồng liên kết của Johansen sẽ đƣa ra các phƣơng trình đồng liên kết giữa lợi nhuận chứng khoán và các biến thuộc về CSTT.Kết quả đƣợc trình bày trong bảng 4-3.
Bảng 4-3.Kết quả kiểm định đồng liên kết của Johansen
Sample (adjusted): 2000M10 2011M12 Included observations: 135 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) Series: RT INTRATE TBRATE
Lags interval (in first differences): 1 to 2 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Cointegrating Coefficients:
1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -678.7321 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
RT INTRATE TBRATE @TREND(00M08)
1.000000 0.541639 0.577671 -0.040157
(0.33511) (0.34035) (0.02101) Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace Statistic
0.05
Critical Value Prob.**
None * 0.268210 68.41560 42.91525 0.0000
At most 1 * 0.141196 26.26022 25.87211 0.0447
At most 2 0.041423 5.711251 12.51798 0.4978
RT INTRATE TBRATE @TREND(00M08)
-0.274401 -0.148626 -0.158513 0.011019
-0.089217 0.454303 0.054196 -0.026236
2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood -668.4576 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)
RT INTRATE TBRATE @TREND(00M08)
1.000000 0.000000 0.463730 -0.008024
(0.29274) (0.01985)
0.000000 1.000000 0.210363 -0.059326
(0.24277) (0.01646)
Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
So sánh giá trị thống kê Trace và giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 5% ta thấy giả thiết H0: là khơng có mối quan hệ đồng liên kết giữa lợi nhuận chứng khoán và các biến giải thích bị bác bỏ và kiểm định chỉ ra là có 2 phƣơng trình đồng liên kết với mức ý nghĩa 5% hay là có 2 véc tơ đồng liên kết. Kết quả của kiểm định này đã trả lời cho câu nghiên cứu thứ nhất là có mối quan hệ dài hạn giữa lợi nhuận chứng khốn và các biến chính sách. Phƣơng trình đồng liên kết thứ nhất đƣợc viết lại nhƣ sau:
R = 0.5416 Intrate + 0.5776 Tbrate – 0.04 (4.3) (0.3351) (0.34)
Kết quả kiểm định đồng liên kết của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria cũng đƣa ra kết quả tƣơng tự nhƣ kiểm định trên TTCK Việt Nam.Nhƣng trong nghiên cứu của Godwin(2010) thì lợi nhuận chứng khốn trên TTCK của Nigeria chịu ảnh tích cực của lãi suất ngắn hạn nhƣng lại chịu tác động tiêu cực với lãi suất của trái phiếu.Cịn trên TTCK Việt Nam thì lợi nhuận chứng khốn lại có xu hƣớng biến động cùng chiều với lãi suất và lãi suất trái phiếu, tức là khi lãi suất và lãi suất trái phiếu tăng thì lợi nhuận chứng khốn cũng tăng.Ngồi ra, lợi nhuận chứng khoán trên TTCK của Nigeria chịu ảnh hƣởng lớn bởi hai biến tiền tệ trên nhƣng với TTCK Việt Nam thì tác động này là khơng đáng kể.
4.5. Mơ hình hiệu chỉnh sai số VECM
Nhƣ đã đề cập ở trên, kiểm định đồng liên kết nhằm xác định mối quan hệ dài hạn giữa các biến, còn mối quan hệ ngắn hạn thì đƣợc đo lƣờng bằng mơ hình hiệu
chỉnh sai số VECM.Với độ trễ thích hợp đƣợc chọn là 9 kết quả của mơ hình hiệu chỉnh sai số đƣợc trình bày trong bảng 4-4.
Bảng 4-4.Kết quả của mơ hình hiệu chỉnh sai số VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 12/14/12 Time: 20:32
Sample (adjusted): 2001M05 2011M12 Included observations: 128 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2
RT(-1) 1.000000 0.000000 INTRATE(-1) 0.000000 1.000000 TBRATE(-1) 0.252848 -0.028255 (0.25447) [ 0.99363] (0.23689) [-0.11927] @TREND(00M07) -0.014451 -0.047794 (0.01623) [-0.89034] [-3.16305](0.01511) C -0.887207 -7.819491
Error Correction: D(RT) D(INTRATE) D(TBRATE) CointEq1 -1.038884 -0.022597 0.004766 (0.20559) [-5.05324] [-0.86096](0.02625) [ 0.14118](0.03376) CointEq2 -0.422008 -0.135660 -0.024487 (0.34291) [-1.23066] (0.04378) [-3.09880] (0.05631) [-0.43487] R-squared 0.611151 0.659457 0.553118 Adj. R-squared 0.496083 0.558685 0.420878 Sum sq. resids 1604.230 26.14663 43.25844 S.E. equation 4.045948 0.516529 0.664389 F-statistic 5.311235 6.544000 4.182667 Log likelihood -343.4397 -79.97229 -112.1945
Akaike AIC 5.834996 1.718317 2.221789
Schwarz SC 6.503441 2.386762 2.890234
Mean dependent -0.086641 0.045859 0.051953 S.D. dependent 5.699555 0.777536 0.873046
Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Hệ số ECM có ý nghĩa thống kê điều đó chứng tỏ rằng có tồn tại mối quan hệ ngắn hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT.Với độ trễ là 9 thì R2 = 61.11% nghĩa là mơ hình có thể giải thích đƣợc 61% sự biến động của lợi nhuận chứng khốn. Nhƣng theo ƣớc lƣợng này thì tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng là tƣơng đối chậm. Khi ta thay độ trễ là 2 thì lúc này R2 giảm xuống chỉ cịn 36.90%, điều này có nghĩa là với độ trễ là 2 tháng thì mơ hình có thể giải thích đƣợc 36% sự biến động của lợi nhuận chứng khoán.So sánh với kết quả kiểm định của Godwin (2010)trên TTCK của Nigeria thì trong ngắn hạn các biến về CSTT của Việt Nam có ảnh hƣởng khơng lớn lắm đến lợi nhuận chứng khốn.Nhƣng xét riêng về tình hình kinh tế của Việt Nam mơ hình có thể giải thích đƣợc 36% sự biến động của lợi nhuận chứng khoán là khá cao.Với độ trễ từ 1 đến 2 của vec-tơ xu hƣớng của lợi nhuận thi trƣờng chứng khốn gây ảnh hƣởng tích cực và quan trọng trong việc giải thích các biến trong vec-tơ xu hƣớng.Cũng với độ trễ này, các vec-tơ xu hƣớng của lãi suất phi rủi ro tác động đáng kể nhƣng gây ảnh hƣởng tiêu cực đến lợi nhuận thị trƣờng
chứng khốn.Điều này có nghĩa rằng lãi suất trái phiếu Kho bạc cao làm giảm lợi nhuận của thị trƣờng chứng khoán.Trong khi đó lãi suất có ảnh hƣởng tích cực và quan trọng đến lợi nhuận TTCK.
Để làm rõ thêm về mối quan hệ ngắn hạn của các biến đến lợi nhuận chứng khốn.Kiểm định phân rã sự biến động trong mơ hình VAR đƣợc thực hiện để cho ta thấy sự biến động của lợi nhuận chứng khoán qua từng thời kỳ.
Bảng 4-5.Kết quả kiểm định phân rã sự biến động của lợi nhuận chứng khoán
Period S.E. RT INTRATE TBRATE
1 4.045948 100.0000 0.000000 0.000000 2 4.607054 88.20156 0.566432 11.23201 3 4.974722 75.64866 4.533111 19.81823 4 5.142847 76.72074 4.242862 19.03640
5 5.220435 75.35326 5.632043 19.01470 6 5.277059 73.74950 5.689119 20.56138 7 5.391719 70.69497 6.242231 23.06280 8 5.467443 68.79473 8.775174 22.43010 9 5.497277 68.69324 8.883339 22.42342 10 5.544102 68.91138 8.848489 22.24013 11 5.564601 68.40953 9.053819 22.53665 12 5.607200 67.65734 9.270378 23.07228
Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Kết quả kiểm định cho thấy dao động của lợi nhuận chứng khoán nằm trong khoảng từ 67% đến 100% trong vịng 12 tháng kể từ khi có sự biến động của lãi suất từ 0 đến 9.27% và biến động của lãi suất phi rủi ro từ 0 đến 23%.Nhƣ vậy với dữ liệu của Việt Nam thì biến động của lợi nhuận chứng khốn tác động vào nó là lớn nhất.
Bảng 4-6.Kết quả kiểm định phân rã sự biến động của lãi suất
Period S.E. RT INTRATE TBRATE
1 0.516529 0.106439 99.89356 0.000000 2 0.753234 0.123483 99.85262 0.023893 3 1.069785 0.426689 98.28049 1.292818 4 1.395980 0.829370 97.76715 1.403484 5 1.690961 1.689263 97.29368 1.017054 6 1.889911 2.941903 95.80602 1.252079 7 2.025848 3.417409 93.94653 2.636063 8 2.093027 3.891715 92.29302 3.815266 9 2.114005 3.972772 91.29128 4.735945 10 2.124371 3.950534 90.40383 5.645634 11 2.130846 4.134797 90.15473 5.710476 12 2.141690 4.235185 90.08996 5.674860
Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Lãi suất dao động trong khoảng từ 99.89% đến 90.08% trong vòng 12 tháng. Nhƣ vậy điểm đặc trƣng đáng chú ý trong kết quả của phân tích phƣơng sai là nguồn chủ yếu dẫn đến biến động trong lợi nhuận của chứng khoán là do sự biến động về lãi suất và do sự biến động của chính bản thân TTCK. Nói tóm lại, dự báo phân tích phƣơng sai lỗi chỉ ra rằng đổi mới của lãi suất có thể là một yếu tố dự báo cho lợi
nhuận của TTCK Việt Nam.Điều này hoàn toàn giống với nghiên cứu của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria.
4.6. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu cho thấy lãi suất và lãi suất phi rủi ro là dƣơng và là hàm số có ý nghĩa của lãi suất tái chiết khấu. Nhƣng hệ số DW thấp của mơ hình hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS) chỉ ra là đối với dữ liệu của Việt Nam thì biến lãi suất và lãi suất phi rủi ro có tƣơng quan dƣơng với lãi suất tái chiết khấu. Điều này cho thấy là cách thực thi CSTT của Việt Nam khác với cách thực thi CSTT của Nigeria. Đối với Nigeria thì lãi suất tái chiết khấu là mức lãi suất mà Ngân hàng Trung ƣơng dựa vào để điều hành CSTT, cịn đối với Việt Nam thì thƣờng dựa vào lãi suất cơ bản.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy các biến đều dừng ở dạng sai phân bậc một và phần dƣ kết hợp của chúng là đồng liên kết chứng tỏ là có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong phân tích. Động thái của chứng khốn trong mơ hình VECM cho thấy rằng với độ trễ từ 1 đến 2 véc tơ xu hƣớng của lợi nhuận thị trƣờng chứng khốn là tích cực và có ảnh hƣởng đến việc giải thích sự biến động của lợi nhuận. Để cung cấp thêm thông tin về động thái của các biến trong hệ thống, kiểm định phân rã phƣơng sai đã đƣợc sử dụng. Kết quả cho thấy rằng nguồn chủ yếu trong biến động của lợi nhuận phần lớn là do những biến động của bản thân lợi nhuận chứng khoán, biến động của lãi suất và lãi suất phi rủi ro. Nói cách khác, những biến động trong lãi suất nói chung có thể là một yếu tố dự báo cho lợi nhuận trên TTCK Việt Nam.
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN, GỢI Ý CHÍNH SÁCH, HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU TRONG
TƢƠNG LAI
5.1. Kết luận
Bài luận sử dụng kiểm định đồng liên kết cũng nhƣ kiểm định VECM để làm sáng tỏ xem có mối quan hệ nào giữa lợi nhuận chứng khốn và CSTT trên TTCK Việt Nam hay khơng? Và câu trả lời đƣợc tìm thấy là có mối quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT. Các câu hỏi nghiên cứu đƣợc trả lời tóm lƣợc lại nhƣ sau: Thứ nhất, có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT trên TTCK Việt Nam.
Thứ hai là hồn tồn đúng khi nói rằng lợi nhuận chứng khốn phải mất một thời gian dài điều chỉnh về trạng thái cân bằng trƣớc những cú sốc của chính sách dựa vào mơ hình VECM.
Kết quả cho thấy rằng CSTT cũng là một yếu tố quyết định đến lợi nhuận dài hạn của TTCK. Hay nói cách khác, hành vi dài hạn của lợi nhuận TTCK cũng phần nào chịu ảnh hƣởng của các biến tiền tệ.
5.2. Gợi ý chính sách
Trên cơ sở những nội dung đã phân tích, đề tài xin đề xuất một số gợi ý về CSTT có liên quan đến sự phát triển của TTCK Việt Nam nhằm phát huy những mặt tích cực của CSTT đồng thời hạn chế những ảnh hƣởng tiêu cực của nó lên TTCK, nhất là trong bối cảnh nền kinh tế hội nhập ngày càng sâu rộng với kinh tế toàn cầu, các CSTT nhƣ: cung tiền, tỷ giá, lãi suất…ngày càng đóng vai trị quan trọng hơn trong điều hành các chính sách vĩ mơ của Chính phủ.
Thứ nhất, nghiên cứu cho thấy trong ngắn hạn lợi nhuận chứng khoán cũng chịu ảnh hƣởng của các biến tiền tệ. Điều này cũng cho thấy là những động thái điều hành CSTT cũng có phần nào ảnh hƣởng đến TTCK. Do đó, Chính phủ thơng qua
các cơ quan quản lý tiền tệ cần phải cẩn trọng để tránh các chính sách tăng lãi suất một cách tùy ý sẽ làm ảnh hƣởng đến giá tài sản trên thị trƣờng vốn.
Thứ hai là công cụ lãi suất không phải là môt công cụ tối ƣu trong điều hành CSTT, bãi bỏ kiểm soát lãi suất và sử dụng CSTT gián tiếp là những bƣớc đi quan trọng hƣớng tới sự phát triển của thị trƣờng tài chính.
Thứ bà là cần nghiên cứu và xây dựng mơ hình định lƣợng về cơ chế truyền dẫn tiền tệ phục vụ cơng tác phân tích và hoạch định CSTT tại NHNN. Việc xây dựng và nghiên cứu mơ hình phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ cho phép NHNN xác định và đánh giá tác động của các cú sốc từ bên trong cũng nhƣ bên ngồi tới nền kinh tế nói chung và khu vực tiền tệ ngân hàng nói riêng.
Thứ tƣ là vận dụng kết quả phân tích định lƣợng của mơ hình đồng liên kết để ra các quyết định điều hành CSTT, đồng thời dự báo những ảnh hƣởng của nó đến TTCK dƣới sự tác động của tỷ giá hối đoái, lạm phát và lãi suất.
Thứ năm là nghiên cứu, phát triển các phần mềm điện toán để lƣu trữ, truy xuất dữ liệu nhằm tăng khả năng dự báo của các mơ hình kinh tế lƣợng.
5.3. Hạn chế của đề tài và hƣớng nghiên cứu trong tƣơng lai
5.3.1 Hạn chế của đề tài
Ngoài các biến đã đƣợc phân tích trong đề tài thì vẫn cịn những nhân tố khác không đƣợc đo lƣờng nhƣng cũng ảnh hƣởng đến TTCK nhƣ: cung tiền, tình trạng nền kinh tế, quy phạm pháp luật, chính sách của chính phủ… Các nhân tố này cũng tác động đến TTCK nhƣng lại không đƣợc đề cập trong luận văn này. Đề tài mới chỉ dừng lại ở mơ hình CAPM, ngồi mơ hình này thì cịn có rất nhiều những mơ hình khác có thể sử dụng để đánh giá tác động của CSTT vào TTCK nhƣ: mơ hình nhân tố, mơ hình kinh doanh chênh lệch giáAPT …
Dữ liệu kinh tế vĩ mô của Việt Nam đƣợc công bố bởi Tổng Cục Thống Kê, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế và các nguồn khác thƣờng là có độ trễ từ 6 tháng đến 9 tháng nên đề tài đã không thể cập nhật thông tin đến tháng 12 năm 2012.
5.3.2 Hướng nghiên cứu trong tương lai
Thứ nhất là có thể sử dụng các biến của đề tài này mở rộng nghiên cứu cho chỉ số HNX-Index nhằm nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn cũng nhƣ dài hạn giữa các nhân tố.
Thứ hai là ta có thể tiến hành nghiên cứu TTCK trong nƣớc để so sánh với TTCK của các nƣớc Asean để tìm ra xem có mối quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán trong nƣớc đến lợi nhuận chứng khoán của các nƣớc trong khu vực hay không. Thứ ba là có thể ứng dụng mơ hình kinh doanh chênh lệch giá APT để đo lƣờng tác động của CSTT vào lợi nhuận chứng khoán.
Và cuối cùng là cần phải đƣa ra gợi ý chính sách một cách chi tiết và cụ thể hơn để nâng cao tính hiệu quả của TTCK trong tƣơng lai.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TIẾNG VIỆT
1. Luật chứng khoán (2007), NXB Lao động xã hội.
2. Nguyễn Ngọc Bảo (2009), “Một số vấn đề về cơ chế điều hành lãi suất hiện nay của Ngân hàng Nhà nƣớc đối với ổn định thị trƣờng tiền tệ”.
3. Nguyễn Trọng Hồi, Phùng Thanh Bình, Nguyễn Khánh Duy (2009), “Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính”.
4. Nguyễn Văn Giàu (2009), “Chính sách tiền tệ đối với ổn định và phát triển kinh tế - xã hội trong bối cảnh khủng hoảng tài chính và suy thối kinh tế thế giới.”.
5. Trần Du Lịch (2009), “Chính sách tiền tệ là một trong những cơng cụ chủ yếu để phục vụ mục tiêu kinh tế vĩ mô ở nƣớc ta.”.
6. Trần Ngọc Thơ (2005), “Tài chính doanh nghiệp hiện đại”, NXB Thống Kê. 7. Phan Thị Bích Nguyệt (2006), “Đầu tƣ tài chính”, NXB Thống kê.
8. Phùng Thanh Bình, “Hƣớng dẫn sử dụng Eviews trong phân tích dự liệu và hồi quy.”.
TIẾNG ANH
9. Andros Gregoriou, Alexandros Kontonikas, Ronald MacDonald, Alberto Montagnoli (2009), Monetary Policy Shock and Stock Returns: Evidence from the British Market, Financial Markets and Portfolio Management, 23(4), pp. 401-410.
10. Baharumshah and Ahmad, Z (2004), Stock prices and long-run demand for money:evidence from Malaysia, International Economic Journal, 18(3), pp. 389-407.
11. Belke A, Polleit T (2004), (How) Do Stock Market Returns React to Monetary Policy? An ARDL Cointegration Analysis for Germany, JEL Classifications, C22, Frankfurt.
12. Ben S. Bernanke and Kenneth N. Kuttner (2005), What Explains the Stock Market's Reaction to Federal Reserve Policy?, Journal of Finance, American Finance Association, 60(3), pp. 1221-1257.
13. Bernanke, Ben and Mark Gertler (2003), Should Central Banks Respond to Movements in Asset Prices? American Economic Review Papers and Proceedings.
14. Bernanke, Ben and Mark Gertler (1999), Monetary Policy and Asset Price Volatility, Economic Review Federal Reserve Bank of Kansas City, pp. 17-51.
15. Bosworth B (1975), The Stock Market and the Economy, Brookings Papers on Economic Activity, 2, pp. 257-290.
16. Canova, F. and De Nicolo, G. (1995), Stock Returns and Real Activity: A Structural Approach, European Economic Review, 39, pp. 981-1015.
17. Cecchetti, Stephen G., Hans Genberg, John Lipsky, and Sushil Wadhwani (2000), Asset Prices and Central Bank Policy, Geneva Reports on the World Economy, Centre for Economic Policy Research.
18. Conover CM, Jensen GR, Johnson RR (1999), Monetary Conditions and International Investing, FinancialAnalysis Journal, 55(4), pp. 48-59.
19. Conover CM, Jensen GR, Johnson R (1999), Monetary Environments and