Nguồn: Tác giả tính tốn
Chỉ số giá tiêu dùng thấp nhất vào 9/2000 với 49,55% và cao nhất là chỉ số giá tiêu dùng đạt 144,86% vào 10/2014.
Các số liệu cho thấy năm 2000 – 2003 chỉ số giá tiêu dùng tăng thấp nhưng từ năm 2004-2010 lạm phát tăng cao và gần như lặp lại, cứ 2 năm tăng cao mới có một năm tăng thấp. Từ năm 2007 đến nay lạm phát có xu hướng mất ổn định hơn. Chiều hướng biến động của lạm phát liên quan đến cung tiền và tín dụng. Năm 2011 chính sách tiền tệ được nới lỏng khiến lạm phát tăng cao. Tốc độ tăng cung tiền của Việt Nam là rất cao, từ năm 2000-2011 là cao nhất khu vực (Trung Quốc tốc độ tăng cung tiền là 17,8%, ở Indonesia 13%, Phillipines 10.2%, Malaysia 8.7%, Thái Lan 6.2% chỉ riêng năm 2010 tốc độ tăng cung tiền của Việt Nam là 33.3%, tín dụng cũng tăng nhanh trong thời gian dài nên khuyến khích người dân tiêu dùng nhiều hơn tiết kiệm vì vậy lạm phát tăng cao cùng với tình trạng bong bong bất động sản, vì lẽ đó chính phủ đã thực hiện các biện pháp mạnh làm CPI tháng 8/2011 từ 23% giảm còn 5%, tiền mặt trong lưu thông giảm. Từ năm 2012 đến nay lạm phát được duy trì ở một mức độ ổn định dưới 8% giúp ổn định kinh tế vĩ mô.
Biểu đồ 3.4: Diễn biến lãi suất liên ngân hàng
Nguồn: Tác giả tính tốn
Biểu đồ 3.5: Diễn biến tỷ giá hối đoái
Nguồn: Tác giả tính tốn Tỷ giá hối đoái Việt Nam đang theo đuổi là cơ chế tỷ giá hối đoái cố định và duy trì một biên độ dao động hẹp để kích thích người dân sử dụng đồng nội tệ.
Biểu đồ 3.6: Diễn biến chỉ số sản xuất cơng nghiệp
Nguồn: Tác giả tính tốn
Biểu đồ 3.7: Diễn biến cung tiền mở rộng
Nguồn: Tác giả tính tốn
Trước năm 2011 Nhà nước điều hành nền kinh tế theo hướng nới lỏng tiền tê, do vậy kể từ khi thắt chặt tiền tệ vào năm 2011 lạm phát đã được kiểm sốt,
tốc độ tăng trưởng tín dụng dưới 20% và cơ cấu tín dụng tập trung theo hướng cho vay sản xuất kinh doanh hơn là cho vay ở khu vực phi sản xuất. Bước sang năm 2012 nền kinh tế Việt Nam gặp nhiều khó khăn và chính sách tiền tệ giúp thắt chặt hơn quản lý dòng tiền chảy vào chứng khoán.
CHƯƠNG 4
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU - HÀM Ý CHÍNH SÁCH
[
4.1Kiểm định tính dừng
Bài nghiên cứu sử dụng đồng thời kiểm định tính dừng bởi kiểm định Augmented Dickey Fuller và kiểm định của Zivot. Dữ liệu các chuỗi thời gian quan sát theo biểu đồ 4.1 tồn tại những điểm gãy về xu hướng. Các bài nghiên cứu trước đây khi phân tích chuỗi thời gian thường sử dụng các kiểm định ADF và PP khơng kiểm sốt được vấn đề điểm gãy của dữ liệu. Tác giả sử dụng kiểm định Andrews, D., Zivot với ưu điểm kiểm soát được điểm gãy về xu hướng. Kiểm định Andrews, D., Zivot (1992) với dữ liệu tồn tại điểm gãy tin cậy hơn. Bảng dưới đây trình bày kết quả kiểm định tại dữ liệu chưa lấy sai phân:
VNINDEX TYGIAHOIDOAI 7.5 10.0 7.0 9.9 6.5 6.0 5.5 5.0 9.8 9.7 9.6 4.5 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 9.5 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2.8 LAISUATLIENNH 280 SANXUATCN 2.6 240 2.4 200 2.2 160 2.0 120 1.8 80 1.6 40 1.4 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 0 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 CUNGTIEN CPI 16 5.0 4.8 15 4.6 14 4.4 4.2 13 4.0 12 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 3.8 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 Nguồn: Tác giả tính tốn Bảng 4.1: Kết quả kiểm định tính dừng
Biến Dữ liệu gốcGiá trị thống kê Sai phânGiá trị thống kê bậc 1
VNINDEX -3.271 -5.396*** CPI -2.522 -7.655*** TYGIAHOIDOAI -2.499 -14.910*** LAISUATLIENNH -3.480 -11.546*** CUNGTIEN -3.085 -6.569*** SANXUATCN -2.302 -12.047***
*,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Tác giả tính tốn
Với mức ý nghĩa 5%, kết quả kiểm định tính dừng cho thấy các biến không đồng loạt dừng tại dữ liệu bậc 0. Khi lấy sai phân bậc 1, chuỗi dữ liệu đồng loạt dừng (dữ liệu không dừng ở nguyên phân mà dừng ở sai phân bậc 1).
4.2Kiểm định đồng liên kết Johansen test4.2.1 Độ trễ phù hợp của mơ hình 4.2.1 Độ trễ phù hợp của mơ hình
Kiểm định độ trễ tối đa trong mơ hình VAR nhằm mục đích tránh bỏ sót độ trễ trong tương quan về mối quan hệ giữa các biến. Kết quả lựa chọn độ trễ với các tiêu chuẩn lựa chọn LR, AIC, FPE, SC và HQ.
Nhận xét
- Kết quả kiểm định lựa chọn độ trễ và kiểm định VAR cho thấy độ trễ tối đa của mơ hình VAR là 2 ứng với tiêu chuẩn kiểm định FPE, SC và HQ.
-Tuy nhiên theo tiêu chuẩn AIC và LR độ trễ tối ưu là 8.
Vì trong thực tiễn các nhân tố kinh tế vĩ mơ rất ít khi phát huy tối ưu ngay tác động của nó sau 1 tháng mà thường có độ trễ vài tháng nên trong bài nghiên cứu thực nghiệm này, tác giả chọn độ trễ là 2 để thực hiện các kiểm định tiếp theo.
4.2.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết (phụ lục 5)
Mẫu dữ liệu nghiên cứu chỉ đồng loạt dừng ở sai phân bậc 1 ở tất cả các biến, để tránh hiện tượng “Hồi quy giả tạo” trong hồi quy dữ liệu chuỗi thời gian, chuỗi dữ liệu hồi quy phải đảm bảo tính đồng liên kết. Kiểm định đồng liên kết cho phép đo lường mối quan hệ liên kết giữa các biến trong dài hạn
Nhận xét :
Dựa vào phần phương pháp nghiên cứu đối với đồng liên kết, bài nghiên cứu có 5 biến được giả định là biến độc lập do vậy ta sẽ kiểm tra 5 phương trình đồng liên kết. Nhìn vào bảng 4.4 ta thấy:
Kiểm định thống kê Trace
Giả thiết Ho: “At most 2” thì giá trị trace value là 54.96173 > Critical value tương ứng là 47.85613 tại mức xác xuất 0,05 vậy theo phương pháp Johansen ta bác bỏ giả thiết Ho là tồn tại 2 phương trình đồng liên kết, chấp nhận giả thiết có ít nhất là 3 phương trình đồng liên kết, tồn tại ít nhất 3 mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến tại mức ý nghĩa 5%.
Ho: “At most 1” có Max - Eigen Statistic 41.54224 > Critical Value 33.87687 vậy bác bỏ Ho ở ý nghĩa 5%. Kết luận rằng tồn tại ít nhất 2 phương trình đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%.
Kết
luận : Kiểm định Johansen cho kết quả chuỗi dữ liệu tồn tại ít nhất 3 phương
trình đồng liên kết tại mức ý nghĩa 5%. Tồn tại đồng liên kết trên dữ liệu cho phép thực hiện hồi quy hệ phương trình VAR. Kết quả đồng liên kết cho phép thực hiện hồi quy VAR khi dữ liệu dừng tại bậc 1, tránh được hiện tượng hồi quy giả mạo.
4.3Kiểm định nhân quả Granger (phụ lục 6)
Kết quả kiểm định Granger tại cho phép kiểm tra tương quan nhân quả giữa các biến trong mơ hình. Kết quả kiểm định Granger cho kết quả với p-value nhỏ hơn 0.05 với các mơ hình với các biến VNINDEX, CPI, Lãi suất liên ngân hàng, Cung tiền mở rộng lần lượt là biến phụ thuộc. Kiểm định Granger tìm thấy bằng chứng tồn tại quan hệ nhân quả giữa các biến trong đa số mơ hình.
Bằng chứng Granger các biến tương quan nhân quả củng cố việc sử dụng các dạng mơ hình VAR trong phân tích quan hệ nhân quả giữa các nhân tố nghiên cứu, phương pháp VAR phù hợp với mục tiêu nghiên cứu trên dữ liệu mẫu.
Nhận xét:
-Trong ngắn hạn, CPI, lãi suất liên ngân hàng có tác động nhân quả Granger đến VNINDEX.
-Trong ngắn hạn, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng, chỉ số sản xuất cơng nghiệp có tác động nhân quả Granger đến CPI.
-Trong ngắn hạn, khơng có yếu tố nào tác động nhân quả Granger đến tỷ giá hối đối
-Trong ngắn hạn, CPI có tác động nhân quả Granger đến lãi suất liên ngân hàng. -Trong ngắn hạn, CPI và tỷ giá hối đoái tác động nhân quả Granger lên cung tiền mở rộng.
-Trong ngắn hạn, VNINDEX, CPI, cung tiền mở rộng có tác động nhân quả Granger đến chỉ số sản xuất công nghiệp.
Mối quan hệ nhân quả Granger hai chiều: CPI và cung tiền mở rộng, CPI và
chỉ số sản xuất công nghiệp.
Mối quan hệ nhân quả Granger một chiều: CPI tác động đến VNINDEX, Lãi
suất liên ngân hàng đến VNINDEX, tỷ giá hối đoái đến CPI, CPI đến lãi suất liên ngân hàng, tỷ giá hối đoái đến cung tiền, VNINDEX đến sản xuất cơng nghiệp.
Khơng có yếu tố nào tác động nhân quả Granger đến tỷ giá hối đoái. Hàm ý chính sách:
-Lạm phát có tác động nhân quả hai chiều Granger đến cung tiền mở rộng: điều này hoàn toàn phù hợp vì bản chất của lạm phát là sự mất cân đối giữa khối lượng hàng hóa và khối lượng tiền tệ trong lưu thông. Cung tiền tăng sẽ làm lạm phát gia tăng. Kinh tế Việt Nam đã chứng kiến thời kỳ nới lỏng chính sách tiền tệ kéo dài dẫn đến tỷ lệ lạm phát phi mã vào trước năm 2008.
-Sản xuất công nghiệp và chỉ số giá tiêu dùng có tác động nhân quả Granger hai chiều vì khi nền kinh tế đạt được chỉ tiêu hoạt động kinh tế thực gia tăng sẽ làm tăng dịng tiền và có thể gây ra hiện tượng lạm phát.
-Khơng có yếu tố nào tác động nhân quả Granger đến tỷ giá hối đối vì: Việt Nam đang duy trì cơ chế tỷ giá cố định có sự quản lý của Ngân hàng nhà nước với một biên độ dao động hẹp, chính vì vậy tỷ giá gần như là thay đổi không đáng kể. Sự biến động về tỷ giá chủ yếu quyết định bởi quan hệ cung cầu đô la Mỹ trên thị trường mà không chịu ảnh hưởng bởi yếu tố vĩ mơ.
4.4Kiểm định tính ổn định mơ hình
Kiểm định độ ổn định của mơ hình VAR dựa trên kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu sai số trong mơ hình VAR. Kết quả kiểm định tính ổn định mơ hình VAR được trình bày bảng sau:
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 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
Nguồn: Tác giả tính tốn
Nhận xét:
Chuỗi nhiễu sai số của mơ hình dừng hầu hết, mơ hình VAR ổn định. Tác giả tiếp tục kiểm định độ trễ với mơ hình VAR và so sánh mức độ dừng nhằm chọn mơ hình tối ưu.
Kết quả kiểm định mơ hình VAR cho kết quả ổn định dựa trên tiêu chí các điểm tập trung hơn quanh vịng trịn đơn vị. Hàm ý chuỗi nhiễu sai số mơ hình VAR dừng. Các yếu tố khơng kiểm sốt của mơ hình VAR được kiểm sốt khá tốt. 4.5Kết quả kiểm định mơ hình Var
Giá trị thống kê t tra bảng phân phối Student tương ứng với 40 bậc tự do như sau: Theo lý thuyết phương pháp VAR thì ׀ giá trị t tính tốn׀ < |giá trị t tra bảng ứng với ý nghĩa α, n-k bậc tự do|: Bác bỏ giả thiết Ho (Ho là hệ số khơng có ý nghĩa thống kê)
Căn cứ kết quả chạy mơ hình VAR ta thấy chỉ có các biến như VNINDEX(-1), VNINDEX(-2) và LAISUATLIENNH(-2) là hệ số có ý nghĩa thống kê và vì vậy có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khốn.
Hàm ý chính sách :
Theo phương trình trên tại mức ý nghĩa 5%, trong khoảng thời gian từ tháng 7/2000 đến tháng 12/2014, mức sinh lợi của VNINDEX chịu ảnh hưởng từ chính nó và lãi suất liên ngân hàng chi tiết như sau: VNINDEX chịu ảnh hưởng đồng biến từ chính nó với độ trễ 1 tháng và chịu ảnh hưởng nghịch biến từ chính nó với độ trễ là 2 tháng, 2 mức ảnh hưởng này bù trừ cho nhau nên tổng hòa lại VNINDEX chịu ảnh hưởng đồng biến từ chính nó trong q khứ.
Thứ hai VNINDEX chịu ảnh hưởng nghịch biến từ lãi suất liên ngân hàng với độ trễ 2 tháng và mức độ ảnh hưởng là khá cao.
4.6Hàm phản ứng đẩy (impulse response)
Hàm phản ứng đẩy trong mơ hình VAR ước lượng mức tác động của cú sốc các biến vĩ này đến những biến động trong các biến khác trong mơ hình VAR. Biểu đồ IRF trình bày ước lượng hàm xung phản ứng đẩy của mô h́ nh VAR cho 20 kỳ, ta có được kết quả sau:
Accumulated Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
1,200
Accumulated Response of VNINDEX to VNINDEX
1,200 Accumulated Response of VNINDEX to CPI
800 800 400 400 0 0 -400 -400 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of VNINDEX to TYGIAHOIDOAI
1,200 Accumulated Response of VNINDEX to LAISUATLIENNH
1,200 800 800 400 400 0 0 -400 -400 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 1,200
Accumulated Response of VNINDEX to CUNGTIEN
1,200Accumulated Response of VNINDEX to SANXUATCN
800 800 400 400 0 0 -400 -400 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 -800 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Nhận xét hình 2 (Biểu đồ IRF) và hàm ý chính sách Nguồn: Tác giả tính tốn
- Phản ứng của VNINDEX trước cú sốc từ chính nó : VNINDEX chịu tác động
mạnh từ dữ liệu trước đó của nó và theo chiều dương, càng tăng số kỳ quan sát VNINDEX càng đồng biến lên cao.
- Hàm ý chính sách: Thị trường luôn ghi nhớ về những biến động về tỉ suất sinh lợi của VNINDEX trong quá khứ, nhất là trong ngắn hạn.
- Phản ứng của VNINDEX trước cú sốc về lạm phát (CPI): giá chứng khoán là đồng biến với lạm phát.
-Hàm ý chính sách
Lạm phát tăng lên làm cho đồng nội tệ mất giá, người dân có xu hướng khơng gửi tiền vào ngân hàng mà tìm đến các kênh đầu tư đem lại tỉ suất lợi nhuận cao hơn như: vàng, bất động sản, kinh doanh chứng khoán, ngoại tệ… Cầu đối với chứng khoán gia tăng, dịng tiền có xu hướng chảy vào TTCK làm giá chứng khoán tăng lên.
- Phản ứng của VNINDEX trước cú sốc về tỷ giá hối đoái : khi có cú sốc về tỷ
giá hối đối VNINDEX sẽ phản ứng ngược chiều với những thay đổi đó.
- Phản ứng của VNINDEX trước cú sốc về cung tiền mở rộng: cung tiền mở rộng tác động dương nhưng không nhiều đến tỉ suất sinh lợi của TTCK.
-Hàm ý chính sách:
Cung tiền mở rộng tăng làm tăng dòng vốn đầu tư vào TTCK, bên cạnh đó dịng tiền sẽ đi vào sản xuất kinh doanh góp phần tạo ra nhiều lợi nhuận cho doanh nghiệp, thu nhập của công ty tăng lên tạo đà đưa giá chứng khoán tăng trưởng tốt, kết quả này là hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Mukherjee và Naka (1995) nghiên cứu ở Nhật Bản, Seyed Mehdi Hosseini (2011) nghiên cứu ở thị trường Trung Quốc.
- Phản ứng của VNINDEX trước cú sốc về lãi suất liên ngân hàng : khi có cú
sốc về lãi suất liên ngân hàng VNINDEX sẽ phản ứng ngược chiều với những thay đổi đó.
- Hàm ý chính sách:
Lãi suất liên ngân hàng được xem là yếu tố đại diện cho lãi suất chiết khấu trong mơ hình định giá chứng khốn cơ bản, vì vậy lãi suất liên ngân hàng tăng thì giá chứng khốn giảm. Bên cạnh đó lãi suất liên ngân hàng cịn là hàng hóa mang tính cạnh tranh với chứng khoán nên khi lãi suất ngân hàng tăng lên sẽ khiến người dân gửi tiền tiết kiệm thay vì đầu tư chứng khốn. Đối với thị trường Việt Nam không phải là thị trường hiệu quả, do vậy xảy ra hiện tượng kinh doanh chênh lệch giá APT, dịng tiền kinh doanh chứng khốn chủ yếu là tiền
vay từ hệ thống ngân hàng nên lãi suất đóng vai trị chi phí đối với người đi vay, do vậy lãi suất ngân hàng tăng lên làm giảm lợi nhuận của người kinh doanh và khiến họ phải cơ cấu lại danh mục đầu tư của mình, vì vậy mà giá chứng khốn