4.1 Thực nghiệm cấp độ vỉ mơ
4.1.1 Kiểm định tính dừng
Đầu tiên, Người viết đi kiểm tra tính dừng của dữ liệu trước khi đưa thực hiện hồi quy. Kiểm tra nghiệm đơn vị bằng tranh luận Dickey-Fuller (ADF test). Kết quả được trình bày trong bảng 4.1. Chỉ có biến lãi suất cho vay qua đêm trung bình theo tháng (VNONIA) và tỷ lệ tăng trưởng cung tiền rộng M2 thuộc
CSTT không bác bỏ giả thuyết H0 (có nghiệm đơn vị). Do đó, để các biến khi
đưa vào mơ hình hồi quy dừng cùng bậc, Người viết tiếp tục lấy sai phân và kiểm tra tính dừng của các biến VNONIA và M2.
Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng
Biến kiểm định
Thống kê kiển tra thảo luận của Dickey-Fuller
AR(0) – Thống kê –t AR(1)- Thống kê t
Hệ số
chặn
Hệ số chặn,
Xu hướng Đơn giản
Hệ số
chặn
Hệ số chặn,
Xu hướng Đơn giản VNONIA -0.83235 -1.539816 -0.761342 -6.881062 -6.945905 -6.914931 Prob.* 0.8030 0.8054 0.3827 0.0000 0.0000 0.0000 M2 -2.14772 -2.365179 -0.795797 -5.440163 -5.385690 -5.479934 Prob.* 0.2273 0.3938 0.3675 0.0000 0.0002 0.0000 IP -2.10929 -2.109288 -2.121631 Prob.* 0.2418 0.2418 0.0335 IR -2.61787 -2.811258 -1.388501 -2.892363 -2.989108 Prob.* 0.0947 0.1988 0.1519 0.1719 0.0034 SDTV -4.89857 Prob.* 0.0001 RET -6.41093 Prob.* 0.0000 TOYM -3.714772 Prob.* 0.0283
TVYM -3.549996 Prob.* 0.0424 ILLIQYM -3.52345 Prob.* 0.0103 TPIYM -3.595780 Prob.* 0.0380 R_IMP -6.843989 Prob.* 0.0000 R_RELYM -6.820846 Prob.* 0.0000 S_RELYM -2.61207 Prob.* 0.0962
4.1.2 Chọn độ trễ tối ưu cho mơ hình VAR
Trong bài nghiên cứu này, độ trễ tối ưu của các mơ hình VAR dựa trên tiêu chuẩn thơng tin Schwarz (SC, 1978) và cũng thảo luận kết quả của tiêu chuẩn Akaike (AIC, 1973) cho ước lượng.
Dựa vào kết ước lượng theo tiêu chuẫn Schwarz, độ trễ tối ưu của các biến trong mơ hình VAR được chọn là 1. Ngoài ra, kết quả ước lượng độ trễ tối ưu theo tiêu chuẩn thông tin Akaike khi chọn độ trễ riêng biệt từ 1 đến 5 thì thơng số kỹ thuật không thay đổi nhiều và tương đối vững chắc. Do đó, mơ hình có cấu trúc đơn giản với độ trễ là 1 sẽ tối đa hóa bậc tự do.
Bảng 4.2 Chọn độ trễ tối ưu cho Mơ hình VAR cho mức độ thị trường (HOSE) Biến CSTT được sử dụng là M2
TO TV ILLIQ TPI
Lag AIC SC AIC SC AIC SC AIC SC
0 4.632908 4.842342 10.08718 10.29662 -7.82393 -7.6145 23.96716 24.1765 1 -0.16062 1.30543* 4.835341 6.30138* -11.9532 -10.4872* 19.56529 21.031* 2 -0.80308 1.919565 4.086059 6.808707 -12.3483* -9.62564 19.0715* 21.7941 3 -0.48129 3.497966 4.376347 8.355602 -12.0128 -8.03355 19.45605 23.4353
4 -1.01693 4.218934 3.931733 9.167594 -12.1594 -6.92356 19.37807 24.6139 5 -1.03353 5.458938 3.88941* 10.38188 -11.9783 -5.48578 19.38814 25.8806
R_IMP R_REL S_REL
Lag AIC SC AIC SC AIC SC
0 3.212227 3.421662 4.487187 4.696622 5.568177 5.777611 1 -0.86058 0.60546* 0.538615 2.00466* 1.687654 3.153695* 2 -1.27624 1.446412 0.109270 2.831918 1.084805 3.807453 3 -1.24105 2.738201 0.122787 4.102042 1.332418 5.311672 4 -1.542 3.693864 -0.13449 5.101374 0.965180 6.201041 5 -2.0838* 4.408659 -0.68206* 5.810406 0.71712* 7.209583
Bảng 4: Chọn độ trễ tối ưu cho Mơ hình VAR cho mức độ thị trường (HOSE) Biến CSTT được sử dụng là VNONIA
TO TV ILLIQ TPI
Lag AIC SC AIC SC AIC SC AIC SC
0 3.210078 3.419512 8.672893 8.882327 -9.25566 -9.04623 22.52392 22.73335 1 -1.6297 -0.1637* 3.401502 4.8675* -13.3602 -11.8942* 18.153 19.619* 2 -2.0329* 0.689800 2.809355* 5.532003 -13.576* -10.8533 17.783* 20.5055 3 -1.74482 2.234432 3.143445 7.122700 -13.3143 -9.33506 18.0698 22.0491 4 -1.69213 3.543731 3.102383 8.338244 -12.9611 -7.72527 18.3534 23.5892 5 -1.6879 4.804571 2.923063 9.415531 -12.749 -6.25654 18.5680 25.0605
R_IMP R_REL S_REL
Lag AIC SC AIC SC AIC SC
0 1.704695 1.914129 2.971616 3.181051 4.128114 4.337548 1 -2.26609 -0.8001* -0.86037 0.605671* 0.267146 1.733188* 2 -2.5154* 0.2072 -1.10665* 1.615995 -0.09339* 2.629257 3 -2.34715 1.632106 -0.94154 3.037717 0.013669 3.992923 4 -1.92008 3.315781 -0.50277 4.733095 0.127019 5.362881 5 -2.05156 4.440906 -0.65453 5.837936 0.201573 6.694041
4.1.3 Kết quả thực nghiệm ở cấp độ vỉ mô
Để làm rõ kết quả ước lượng mơ hình VAR với dữ liệu là các Chứng khoán niêm yết trên sàn HOSE. Đầu tiên, người viết đi kiểm định giả thuyết:
H0: CSTT khơng phải là ngun nhân (khơng thể giải thích) thanh khoản Chứng khốn và ngược lại với độ trễ được chọn của mơ hình là 1.
Bảng 4.3: VAR kiểm tra nhân quả của biến thanh khoản và CSTT (HOSE)
Biến CSTT Biến thanh khoản
TO TV ILLIQ TPI R_IMP R_REL S_REL
Bảng (a): CSTT tác động lên biến thanh khoản
H0: Chính sách NHNN khơng thể giải thích (ngun nhân) tác động lên thanh khoản Tăng trưởng
D(M2) 0.207324 0.578968 0.151902 0.046105 0.295086 0.307225 2.535110 p-value 0.6489 0.4467 0.6967 0.8300 0.5870 0.5794 0.1113 D(VNONIA) 0.228962 0.415496 1.471117 0.167829 0.010731 0.048219 0.096041
p-value 0.6323 0.5192 0.2252 0.6820 0.9175 0.8262 0.7566 Bảng (b): Biến thanh khoản tác động lên CSTT
H0: Biến thanh khoản không phải là nguyên nhân tác động lên CSTT Tăng trưởng
D(M2) 2.401846 1.836054 0.109572 0.288076 2.542333 2.997841 0.072963 p-value 0.1212 0.1754 0.7406 0.5915 0.1108 0.0834 0.7871 D(VNONIA) 3.725729 1.975062 0.078184 0.580100 1.890484 1.343092 1.061759
p-value 0.0536 0.1599 0.7798 0.4463 0.1691 0.2465 0.3028
Bảng 4.4 VAR kiểm tra nhân quả của biến thanh khoản và CSTT (HASTC)
CSTT Biến thanh khoản
TO TV ILLIQ TPI R_IMP R_REL S_REL
Bảng (a): CSTT tác động lên biến thanh khoản
H0: Chính sách NHNN khơng thể giải thích (nguyên nhân) tác động lên thanh khoản D(M2) 0.171197 0.066147 0.094261 0.375936 1.077526 0.399240 0.54124
2 p-value 0.6791 0.7970 0.7588 0.5398 0.2993 0.5275 0.4619
D(VNONIA ) 0.635292 1.167194 0.93206 3 0.848891 0.091683 0.257782 0.000102 p-value 0.4254 0.2800 0.3343 0.3569 0.7620 0.6116 0.9919 Bảng (b): Biến thanh khoản tác động lên CSTT
H0: Biến thanh khoản không phải là nguyên nhân tác động lên CSTT D(M2) 1.268351 0.17223 7 0.249106 0.70817 1 4.760589 5.406498 0.850698 p-value 0.2601 0.6781 0.6177 0.4001 0.0291 0.0201 0.3564 D(VNONIA ) 5.35521 6 3.52069 6 0.012853 1.071459 1.23861 1 1.193825 0.59042 3 p-value 0.0207 0.0606 0.9097 0.3006 0.2657 0.2746 0.4423
Kết quả kiểm tra nhân quả trình bày trên bảng 4.3a (HOSE), kiểm định giả
thuyết H0 CSTT không phải là nguyên nhân tác động lên thanh khoản của chứng
khốn ở cấp độ tồn thị trường. Kết quả kiểm tra tất cả các giá trị P-value đều lớn hơn 10%. Điều này cho thấy chưa có bằng chứng bác bỏ H0 hay bằng chứng chấp nhận giả thuyết CSTT thay đổi là nguyên nhân dẫn đến thay đổi trong thanh khoản của TTCK. Tuy nhiên, khi kiểm định các biến thanh khoản có phải là nguyên nhân của những thay đổi trong CSTT (bảng 4.3b) thì điều thú vị là một vài biến thanh khoản lại có ý nghĩa. Tới đây chưa có dấu hiệu hay bằng chứng nào về tác động của CSTT lên thanh khoản của TTCK.
Trong bài nghiên cứu của Octavio Fernández-Amador, Martin Gächter, Martin Larch, Georg Peter (2001), các tác giả có lập luận rằng kết quả đưa ra khơng có ý nghĩa ngun nhân có thể do (i) sự khơng đồng nhất của các chứng khoán trên thị trường, điều này làm loại bỏ tác động đưa về mức trung bình, (ii) thời gian quan sát ngắn.
Ngoài ra, trong nghiên cứu trước đây của Bùi Kim Yến, Nguyễn Thái Sơn về “ Sự phát triển của TTCK Việt Nam dưới tác động của các biến vỉ mô” cũng đã chỉ ra rằng cung tiền đại diện bằng M2 trong mơ hình hồi quy có ý nghĩa thống
kê thấp, khơng phản ánh chính xác tác động thực sự của nhân tố cung tiền M2 đến TTCK. Một trong những nguyên nhân chủ yếu là do giao dịch bằng tiền mặt là phổ biến và chiếm tỷ trọng lớn trong nền kinh tế VN nên chưa thật sự thấy được tác động của biến này đến TTCK. Điều này có thể thấy trong năm 2012 khi cung tiền M2 tăng và ngân hàng thừa vốn nhưng tăng trưởng tín dụng thấp nên TTCK khơng phát triển.
Trong giai đoạn nghiên cứu từ tháng 1/2009 đến 6/2014 hậu khủng hoảng chứng kiến việc NHNN sử dụng mạnh chính sách tiền tệ như một cơng cụ chính sách đắc lực. Vào năm 2009, Chính phủ thực hiện kích cầu kinh tế trên quy mơ lớn, với việc thực hiện chính sách tài khóa mở rộng và nới lỏng CSTT, nhằm ứng phó với suy giảm kinh tế trong nước. Tuy vậy, với lo ngại về áp lực lạm phát tăng trở lại, ngay từ đầu năm 2010, Chính phủ đã chỉ đạo thực hiện các giải pháp bảo đảm ổn định kinh tế vỉ mô, ngăn ngừa tái lạm phát cao trở lại và đạt tốc độ tăng trưởng kinh tế khoảng 6,5% trong năm 2010. Theo định hướng này, Chính phủ vận dụng kết hợp linh hoạt các biện pháp tài khóa, tiền tệ và chính sách giá cả, dù hiệu quả phối hợp được nhìn nhận là cịn nhiều bất cập. Dù vậy, nền kinh tế Việt Nam đã cómức tăng trưởng khá trong năm 2010 và tăng dần qua từng quý nhờ việc thực hiện các giải pháp ổn định kinh tếvỉmô, thúc đẩy phát triển vànhững chính sách hỗtrợsản xuất kinh doanh (Hình 7). Tốc độtăng GDP của quýI là 5,84%, quýII - 6,44%, quýII - 7,16%, quýIV - 7,34%. Tính chung, GDP tăng 6,78% trong năm 2010. Khu vực công nghiệp - xây dựng đãphần nào phục hồi được xu thếtăng trưởng tuy chưa bằng những năm trước khủng hoảng tài chính tồn cầu. Tuy nhiên, cùng với xu hướng phục hồi tăng trưởng kinh tế và tác động của gói kích cầu kinh tế (hiện hữu từ năm 2010), áp lực lạm phát từ những năm 2007-2008 (chưa được giải quyết triệt để) đã bùng phát trở lại (Hình 8). Lạm phát có xu hướng tăng, nhất là từ tháng 9/2010. Xu hướng tăng trong các tháng cuối năm 2010 đã hiện hữu, dù chưa mạnh như giai đoạn 2007-2008. Chỉ số CPI tháng 12/2010 đã tăng 11,75% so với tháng 12/2009, trong khi CPI bình quân năm 2010 tăng khoảng 9,19% so
với năm 2009. Trong đó, tăng nhanh nhất là giá cả nhóm nhà ở và vật liệu xây dựng, hàng ăn và dịch vụ ăn uống. Sang đến năm 2011, tình hình kinh tế vỉ mơ khơng có nhiều cải thiện, mà cịn có những diễn biến xấu đi nhanh chóng. Nhận thức rằng vấn đề này là khơng mới, mà chỉ bùng phát trở lại với mức độ nghiêm trọng hơn, Chính phủ đã quyết định thực hiện các biện pháp mạnh và toàn diện nhằm ổn định kinh tế vỉ mơ. Điểm tích cực ở đây là lần đầu tiên thể hiện qua hành động cụ thể, Chính phủ dành ưu tiên cao nhất cho ổn định kinh tế vỉ mô và kiềm chế lạm phát, đồng thời chấp nhận mức tăng trưởng thấp hơn. Đây cũng là một mốc quan trọng trong điều hành chính sách kinh tế vỉ mơ ở Việt Nam, và thực tế là nền tảng quan trọng để giúp tình hình kinh tế vỉ mơ ổn định hơn (cho đến tháng 10/2013).
Theo nghiên cứu của Đinh Thu Hồng, Phan Đình Mạnh (2013) đề tài “Hiệu quả của chính sách tiền tệ qua kênh truyền dẫn lãi suất” chỉ ra rằng quá trình truyền dẫn lãi suất ở Việt Nam là khơng hồn tồn và q trình truyền dẫn lãi suất còn chịu tác động bởi sự biến động lãi suất, nghĩa là khi lãi suất càng biến động, hàm ý rủi ro cao thì mức độ truyền dẫn càng giảm.
Do đó, có thể vì đặc điểm biến động mạnh của lãi suất thị trường VNONIA và sự truyền dẫn khơng hồn tồn của chính sách tiền tệ thơng qua lãi suất nên sự tác động động trên mức độ toàn thị trường đến thanh khoản TTCK khơng có ý nghĩa trong hồi quy.
Để hiểu rõ ràng hơn sự tương tác của các biến trong mơ hình VAR thì kết quả cấu trúc phản ứng đẩy được trình bày. Dựa vào phân tích này chúng ta có thể nghiên cứu phản ứng động của các ước lượng thanh khoản do sự thay đổi trên một đơn vị độ lệch chuẩn của CSTT. Khi đi đo lường phản ứng đẩy, phân rã Cholesky được sử dụng. Do chúng ta chỉ quan tâm đến tác động của CSTT lên thanh khoản của thị trường Chứng khốn nên Người viết chỉ trình bày kết quả phản ứng đẩy tích lũy của các biến thanh khoản trước một cú sốc của tăng trưởng tiền rộng M2 và lãi suất qua đêm (VNONIA).
Kết quả phản ứng đẩy trong mơ hình VAR lại một lần nữa giống nhau khi ước lượng trên hai sàn HOSE và HASTC. Người viết cũng tiến hành kiểm định tính dừng của phần dư trong mơ hình VAR, các phần dư này đều dừng ở bậc gốc. Điều này cho thấy mơ hình hồi quy là bền vững.
Biểu đồ 4.1 trình bày kết quả phản ứng đẩy tích lũy trong 12 tháng của bảy biến thanh khoản trước biến động của tăng trưởng tiền rộng trên một đơn vị độ lệch chuẩn. Khi xem xét tác động của một cú sốc tăng trưởng tiền thì thứ nhất dấu của phản ứng đẩy là giống với kỳ vọng ban đầu. Tuy nhiên, mức độ phản ứng của các biến thanh khoản với cú sốc này là khác nhau. Thứ hai, khi xem xét tác động của cú sốc trong vịng 12 tháng thì đối với các biến thanh khoản đo bằng hoạt động của thị trường (TO,TV), biến thanh khoản đo lường bằng chi phí giao dịch (S_REL) và TPI thì tác động tích lũy tăng dần trong suốt 12 tháng còn các biến đo lường bằng tác động của giá (ILLIQ) và hai biến chi phí giao dịch cịn lại (R_IMP, R_REL) thì tác động tích lũy có xu hướng đi ngang sau 3 đến 5 tháng.
Trong biểu đồ 4.2 trình bày kết quả phản ứng đẩy của các biến thanh khoản trước cú sốc của CSTT đại diện bằng VNONIA (lãi suất cho vay qua đêm VNĐ bình quân theo tháng). Kết quả ước lượng cho thấy các biến thanh khoản ngoại trừ ILLIQ có dấu ngược với kỳ vọng ban đầu. Kết quả phản ứng đẩy tích lũy trong vòng 12 tháng của các biến thanh khoản tương đối ổn định và rõ ràng hơn so với phản ứng đẩy trước cú sốc tăng trưởng tiền (M2).
Accumulated Response of TO to D(M2)
Accumulated Response of ILLIQ to D(M2)
.08 .0002 .04 .0001 .0000 .00 -.0001 -.04 -.0002 -.08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.0003 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of TV to D(M2)
Accumulated Response of TPI to D(M2) 1,200 .5 800 .0 400 .5 0 .0 -400 .5 -800 .0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of R_IMP to D(M2)
-1,200
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of R_REL to D(M2)
.03 .04 .02 .01 .02 .00 .00 .01 .02 .03 -.02 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of S_REL to D(M2)
.10 .05 .00 -.05 -.10 -.15 -.20 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 HOSE
Biểu đồ 4.1: Kết quả phản ứng đẩy tích lũy của các biến thanh khoản do cú sốc tăng trưởng cung tiền M2 gây ra.
.10
Accumulated Response of TO to D(EONIA)
1.5
Accumulated Response of TV to D(EONIA)
.08 .06 1.0 .04 0.5 .02 .00 0.0 -.02 -0.5 -.04 .0004 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of ILLIQ to D(EONIA)
-1.0
500
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of TPI to D(EONIA)
.0003 .0002 250 0 -250 .0001 -500 .0000 -.0001 -750 -1,000 -1,250 -.0002 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of R_IMP to D(EONIA)
-1,500
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of R_REL to D(EONIA)
.02 .04 .01 .02 .00 .00 -.01 -.02 -.02 -.04 -.03 -.06 -.04 -.08 -.05 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Accumulated Response of S_REL to D(EONIA)
.10 .05 .00 -.05 -.10 -.15 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 HOSE
Biểu đồ 4.2: Kết quả phản ứng đẩy tích lũy của các biến thanh khoản do cú sốc lãi suất cho vay qua đêm (VNONIA ) gây ra.
.010 .16 .12 .005 .08 .000 .04 .00 -.005 -.04 -.08 -.010 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Accumulated Response of ILLIQ to D(M2)
-.12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of TPI to D(M2) .0002 160 .0001 120 80 40 .0000 0 -.0001 -40 -80 -.0002 -120 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of R_IMP to D(M2) -160 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of R_REL to D(M2) .004 .010 .002 .005 .000 .000 -.002 -.005 -.004 -.010 -.006 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 Response of S_REL to D(M2) .02 .01 .00 -.01 -.02 -.03 -.04 -.05 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 HOSE
Biểu đồ 4.3 Kết quả phản ứng đẩy của các biến thanh khoản do cú sốc tăng