CHƢƠNG 4 ẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS)
Mơ hình CSTT và lợi nhuận TTCK là tập hợp các hệ phƣơng trình xác định. Kết quả hồi quy của mơ hình cho biến lãi suất và lãi suất phi rủi ro đƣợc trình bày nhƣ sau:
Phƣơng trình mơ hình nghiên cứu 3.2:
Intrate = 5.63 + 0,843 RDR (4.1) SE (0.277) (0.037) t (20.328) (22.947)
R2 = 79.47%, F = 526.57, F(1,136) = 3.91, DW = 0.34
Lãi suất là dƣơng và là hàm số quan trọng của lãi suất tái chiết khấu. Nghĩa là, tỷ lệ lãi suất tái chiết khấu cao thì sẽ làm cho tỷ lệ lãi suất cao. Hai biến có liên quan khá chặt chẽ R2 = 79% và giá trị thống kê F = 526.57 > giá trị F tra bảng = 3.91 nên hồi quy tổng thể rất có ý nghĩa. Phƣơng trình thứ tƣ khi ƣớc tính đƣợc hiển thị nhƣ sau : Phƣơng trình mơ hình nghiên cứu 3.4 :
Rft = 1.83 + 0.764 RDR (4.2) SE (0.369) (0.049) t (4.98) (15.633)
R2 = 64.25%, F = 244.41,DW = 0.33
Phƣơng trình ƣớc tính cho thấy rằng tỷ lệ lãi suất phi rủi ro cũng là một số dƣơng và là hàm quan trọng của tỷ lệ tái chiết khấu tối thiểu. Tăng tỷ lệ tái chiết khấu tối thiểu dẫn đến tăng tỷ lệ lãi suất phi rủi ro và ngƣợc lại. Hai biến có liên quan chặt chẽ, phù hợp cao và hồi quy tổng thể là có ý nghĩa. Nhƣng thống kê Durbin Watson cho thấy có mối tƣơng quan dƣơng giữa các biến trong mơ hình hồi quy. Điều này hồn toàn trái ngƣợc với kiểm định của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria kết luận là các biến không phải là tự tƣơng quan(DW = 1,40> 1,22).
Nhằm xác định độ tin cậy trong các mơ hình phụ trên, ta đi vào giải quyết mơ hình cấu trúc Rt = f (i, Rf) cho lợi nhuận TTCK bằng cách sử dụng các phƣơng pháp kiểm định trên Eview 6.0. Kết quả của các kiểm định đƣợc trình bày chi tiết ở những phần tiếp theo trong chƣơng này.
4.2. Kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị theo phƣơng pháp ADF và PP
Một khái niệm quan trọng trong các quy trình phân tích chuỗi thời gian là tính dừng. Một chuỗi dừng có các đặc điểm sau đây:
Thể hiện xu hƣớng trở lại trạng thái trung bình theo một cách trong đó dữ liệu dao động xung quanh một giá trị trung bình cố định trong dài hạn.
Có một giá trị phƣơng sai xác định không đổi theo thời gian.
Có một giản đồ tự tƣơng quan với các hệ số tự tƣơng quan giảm dần khi độ trễ tăng lên.
Theo Gujarati (2003) mặc dù mối quan tâm chính của ta là ở các chuỗi dừng, nhƣng thông thƣờng ta lại hay gặp phải các chuỗi khơng dừng do bản chất của chuỗi có yếu tố xu thế hoặc ngẫu nhiên. Và đó dƣờng nhƣ là bản chất của các biến kinh tế.Ví dụ cổ điển của trƣờng hợp chuỗi khơng dừng là mơ hình bƣớc ngẫu nhiên. Ngƣời ta cho rằng giá tài sản nhƣ giá cổ phiếu hay tỷ giá thƣờng theo mô hình bƣớc ngẫu nhiên nếu TTCK hoạt động thật sự hiệu quả và thông tin khá cân xứng. Điều này có nghĩa là chuỗi dữ liệu về chỉ số chứng khoán hay tỷ giá là một chuỗi khơng dừng. Có hai phƣơng pháp kiểm định tính dừng thƣờng đƣợc sử dụng là giản đồ tự tƣơng quan dựa vào thống kê t và thống kê Q và kiểm định nghiệm đơn vị mở rộng dựa vào thống kê tau ( ) củaDickey-Fuller (ADF) hay của Phillips-Perron(PP) . Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm định đƣợc sử dụng khá phổ biến khi chúng ta thực hiện một nghiên cứu khoa học với dữ liệu chuỗi thời gian vì loại kiểm định này có tính học thuật và chun nghiệp cao.
Kiểm định nghiệm đơn vị bằng phƣơng pháp ADF và PP với lựa chọn là chuỗi có hệ số chặn sẽ làm rõ về tính dừng hay khơng dừng của số liệu nghiên cứu. Kết quả đƣợc trình bày trong bảng 4-1.
Bảng 4-1.Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Tên biến
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân Kết luận tại
mức ý nghĩa Thống kê
ADF Thống kêPP Thống kêADF Thống kêPP
Rt -7.453617* -7.296650* -12.15676* -49.23182* I(1)
Tbrate -1.415819 -1.369695 -9.836721* -10.25798* I(1) Intrate -3.147254** -2.176555 -6.333971* -7.889084* I(1)
RDR -0.483111 -1.051886 -9.960281* -10.07249* I(1)
Lưu ý: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Tại chuỗi dữ liệu gốc, kết quả của kiểm định ADF chỉ ra rằng giả thiết H0 là biến có nghiệm đơn vị đƣợc chấp nhận cho biến Tbrate và biến RDR nghĩa là những biến phân tích này là chuỗi khơng dừng trong khi các biến Rt và Intrate thì lại là chuỗi dừng với mức ý nghĩa 5%. Đối với kiểm định PP thì giả thiết H0 đƣợc chấp nhận cho tất cả các biến ngoại trừ biến Rt dừng tại mức ý nghĩa 1%. Khi kiểm định với chuỗi sai phân thì tất cả các biến dừng tại mức ý nghĩa 1% cho kiểm định PP và ADF.Kết luận của kiểm định này hoàn toàn phù hợp với kiểm định của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria.
Dựa vào kết quả kiểm định ADF và PP ta có thể dƣa ra kết luận là tất các biến trong phƣơng trình 1 trong mơ hình nghiên cứu dừng tại sai phân bậc 1 (I(1)). Từ kết luận này ta có thể tiến hành kiểm định đồng liên kết.
4.3. Kiểm định đồng liên kết Engle-Granger
Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian khơng dừng có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian khơng dừng đó đƣợc cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính dừng đƣợc gọi là phƣơng trình đồng liên kết và có thể đƣợc giải thích nhƣ mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dƣ trong mơ hình hồi qui giữa các chuỗi thời gian khơng dừng là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi qui là thực và thể hiên mối quan hệ cân bằng dài
hạn giữa các biến trong mơ hình. Mục đích của kiểm định đồng liên kết là xác định xem một nhóm các chuỗi khơng dừng có đồng liên kết hay khơng.
Sau khi các biến đƣợc xác định là dừng tại sai phân bậc 1, chúng ta có thể tiến hành kiểm tra mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và mỗi biến độc lập. Trƣớc tiên ta hồi quy lợi nhuận chứng khoán với từng biến giải thích và lƣu phần dƣ lại, sau đó dùng kiểm định ADF hoặc PP để kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dƣ.Bảng 4-2 trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết bằng cách sử dụng cả phƣơng pháp ADF và PP.
Bảng 4-2.Kiểm định đồng liên kết cho từng cặp biến
Biến Kiểm định phần dƣ Đồng liên kết
ADF PP Có/Khơng
Resid Rt_Tbrate -7.729421* -7.525317* Có Resid Rt_Intrate -7.557043* -7.370633* Có
Resid Rt_RDR -7.623285* -7.429694* Có
Lưu ý: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Kiểm định ADF sử dụng tiêu chí SIC. Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Kết quả kiểm tra cho thấy tất cả các phần dƣ đều là chuỗi dừng.Từ đó có thể kết luận là có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT trên TTCK Việt Nam. Mối quan hệ đồng liên kết giữa lợinhuận chứng khốn và các biến giải thích trên đã trả lời cho câu hỏi nghiên cứu thứ nhất là: có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT. Điều này cũng gần nhƣ là tƣơng thích với kiểm định của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria.
Tuy nhiên, theo tài liệu nghiên cứu về chuỗi thời gian trong kinh tế học và các mơ hình nhân quả của Phùng Thanh Bình (2010) thì kiểm định đồng liên kết theo phƣơng pháp của Engle-Grange rất dễ hiểu và dễ thực hiện. Nhƣng phƣơng pháp này lại có hạn chế là chỉ có thể kiểm định tính đồng liên kết cho từng cặp biến. Do đó khi có nhiều hơn hai biến trong một phƣơng trình thì phƣơng pháp này khơng thể sử dụng đƣợc vì nó khơng thể đƣa ra đƣợc số véc tơ đồng liên kết cho phƣơng trình.
Do đó, với phƣơng trình nhiều hơn hai biến số thì nên sử dụng phƣơng pháp kiểm định của Johansen.
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 khốn 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 khoán. 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 khốn.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.