RESID07 .15 .10 .05 .00 -.05 -.10 -.15 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 .06 RESID08 .04 .02 .00 -.02 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 .15 RESID09 .10 .05 .00 -.05 -.10
49 Hình 4.4 Đồ thị phần dƣ trong hệ thống PROD RESID10 .2 .1 .0 -.1 -.2 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 .06 RESID11 .04 .02 .00 -.02 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 .16 RESID12 .12 .08 .04 .00 -.04 -.08 -.12 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
50
4.7 Phân rã phƣơng sai:
4.7.1 Kết quả phân rã phƣơng sai của BANK:
Bảng 4.10 kết quả phân rã phƣơng sai của BANK
Phân rã phương sai của BANK:
Period S.E. BANK D(MFER) D(DEPO)
1 0.09482 100.00000 0.00000 0.00000 2 0.14019 99.62715 0.02001 0.35285 3 0.16858 93.25509 0.64957 6.09534 4 0.19308 80.05714 0.49585 19.44702 5 0.20717 76.98768 0.53844 22.47388 6 0.21313 76.92752 0.70343 22.36905 7 0.21507 77.27216 0.75517 21.97267 8 0.21786 77.32823 0.74114 21.93063 9 0.22229 76.93425 0.77306 22.29270 10 0.22614 76.89763 0.78815 22.31421 11 0.22846 77.28261 0.80318 21.91422 12 0.23011 77.52393 0.79524 21.68082 13 0.23125 77.45137 0.79368 21.75495 14 0.23185 77.25657 0.81130 21.93213 15 0.23203 77.17789 0.82634 21.99577 16 0.23205 77.17736 0.82972 21.99292 17 0.23217 77.11262 0.82900 22.05838 18 0.23238 77.00060 0.83212 22.16728
51 19 0.23256 76.93175 0.83855 22.22969 20 0.23265 76.92692 0.84218 22.23090 21 0.23270 76.93389 0.84229 22.22383 22 0.23275 76.91485 0.84236 22.24279 23 0.23279 76.88657 0.84394 22.26949 24 0.23281 76.87435 0.84576 22.27989
Kết quả phân rã phương sai của BANK cho thấy trong ngắn hạn (dưới 3 tháng) thì biến động trong tỷ suất sinh của các cổ phiếu nhóm ngành này chịu tác động đến trên 90% từ các giá trị q khứ của chính nó. Từ tháng thứ 4 trở đi tác động của lãi suất tiền gửi trở nên rõ ràng hơn với khả năng giải thích từ 20% biến động của tỷ suất sinh lợi.
Các cú sốc của tỷ giá hầu như không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của nhóm ngành này. Nguyên nhân là do chỉ có các ngân hàng mới được phép kinh doanh ngoại tệ và thông thường thì các ngân hàng chỉ thực hiện chức năng thương mại (mua bán song hành) để triệt tiêu rủi ro nên tỷ giá hầu như không ảnh hưởng đến kết quả kinh doanh của nhóm ngành này. Cịn lại các cơng ty chứng khốn, bảo hiểm hầu như khơng có tỷ giá trong nhóm các yếu tố chi phí đầu vào nên khơng chịu ảnh hưởng.
52
4.7.2 Kết quả phân rã phƣơng sai của ELEC:
Bảng 4.11 Kết quả phân rã phƣơng sai của ELEC
Phân rã phương sai của D(ELEC):
Period S.E. D(ELEC) D(MFER) D(LEND)
1 0.068106 100.0000 0.000000 0.000000 2 0.072037 97.16437 1.444292 1.391333 3 0.073573 93.20851 1.583438 5.208047 4 0.077262 85.07837 9.987462 4.934172 5 0.078895 81.69561 11.41992 6.884470 6 0.085026 71.42774 12.86305 15.70921 7 0.085342 70.91629 13.42027 15.66343 8 0.086142 69.61775 13.93957 16.44268 9 0.086564 69.36729 13.84299 16.78972 10 0.086849 69.26368 13.95007 16.78625 11 0.087260 68.61342 13.95695 17.42963 12 0.087311 68.53470 13.94094 17.52436 13 0.087373 68.43892 13.96676 17.59432 14 0.087417 68.42536 13.98234 17.59230 15 0.087493 68.42150 13.95880 17.61970 16 0.087495 68.41879 13.95878 17.62243 17 0.087508 68.39829 13.96159 17.64013 18 0.087510 68.39515 13.96103 17.64382
53 19 0.087513 68.39177 13.96112 17.64711 20 0.087516 68.39273 13.96139 17.64588 21 0.087517 68.39242 13.96133 17.64624 22 0.087518 68.39115 13.96108 17.64777 23 0.087518 68.39082 13.96084 17.64835 24 0.087519 68.39049 13.96077 17.64875
Kết quả phân rã phương sai của ELEC:
Tỷ suất sinh lợi chịu tác động rất lớn từ các cú sốc của chính nó trong q khứ, đối với cú sốc ở tháng liền trước có thể ảnh hưởng lên đến 100% biến động trong tháng này của tỷ suất sinh lợi.
Tác động của lãi suất đối với biến động của tỷ suất sinh lợi một cách không rõ ràng ở 2 tháng đầu tiên với tỷ lệ từ 0% đến 1,4%. Từ tháng thứ 3 trở đi tỷ lệ này tăng lên khoảng 5%. Và sau đó, từ tháng thứ 6 tỷ lệ ảnh hưởng lên đến trên 15%
Xét về dài hạn, lãi suất sẽ tác động đáng kể lên biến động của tỷ suất sinh lợi trong khi ảnh hưởng của tỷ giá hầu như không đáng kể.
54
4.7.3 Kết quả phân rã phƣơng sai của PROD:
Bảng 4.12 Kết quả phân rã phƣơng sai của PROD
Phân rã phương sai của D(PROD):
Period S.E. D(PROD) D(MFER) D(LEND)
1 0.079726 100.000000 0.000000 0.000000 2 0.083737 99.958210 0.007413 0.034376 3 0.087204 92.973250 0.590836 6.435913 4 0.088859 89.999440 1.185700 8.814855 5 0.091399 85.161290 1.493636 13.345080 6 0.094435 80.505960 1.427019 18.067020 7 0.094931 80.022720 1.652300 18.324980 8 0.095110 80.000620 1.743268 18.256110 9 0.095330 79.692120 1.876374 18.431510 10 0.095506 79.523290 2.052770 18.423940 11 0.095543 79.504110 2.065770 18.430120 12 0.095576 79.452180 2.065309 18.482510 13 0.095584 79.451840 2.068224 18.479940 14 0.095596 79.431770 2.072755 18.495480 15 0.095601 79.427380 2.073161 18.499460 16 0.095603 79.428130 2.073360 18.498510 17 0.095605 79.425840 2.074186 18.499980 18 0.095607 79.421730 2.075585 18.502690 19 0.095608 79.420750 2.076632 18.502610
55 20 0.095608 79.420350 2.076729 18.502920 21 0.095608 79.420340 2.076726 18.502940 22 0.095609 79.420310 2.076732 18.502960 23 0.095609 79.420280 2.076746 18.502970 24 0.095609 79.420280 2.076752 18.502970
Kết quả phân rã phương sai của D(PROD) cho thấy tỷ suất sinh lợi của nhóm ngành “Cơng nghiệp chế biến, chế tạo” chịu tác động từ các cú sốc ngắn hạn của chính nó trong q khứ. Ngồi ra, cúc sốc lãi suất có tác động mạnh lên biến động của tỷ suất sinh lợi từ tháng thứ 6 trở đi (trên 18%). Kết quả này cũng tương tự như phân tích đối với nhóm ngành “Điện, khí đốt” với việc cú sốc lãi suất phải mất đến 6 tháng mới có thể tác động lên biến động của tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp.
4.8 Hàm phản ứng đẩy
Hàm phản ứng đẩy dùng để đo lường độ nhạy cảm của tỷ suất sinh lợi đối với các cú sốc từ các biến trong mơ hình. Kết quả của hàm phản ứng đẩy cho thấy:
Các cú sốc trong tỷ giá hầu như không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các nhóm ngành được nghiên cứu.
Cú sốc lãi suất tiền gửi có tác động rất nhanh để nhóm ngành tài chính ngân hàng (khoảng 2 tháng).
Cú sốc lãi suất cho vay phải mất 6 tháng để tác động lên các doanh nghiệp thuộc nhóm cơng nghiệp chế biến, chế tạo và cơ điện, khí đốt,… nhưng cú sốc lãi suất cho vay có ảnh hưởng tiêu cực đến các doanh nghiệp này kéo dài đến 2 năm. Điều này cũng đã được kiểm nghiệm qua thực tế khi Chính phủ thắt chặt chính sách tiền tệ năm 2011 dẫn một cú sốc tăng lãi suất tác động làm sụt giảm tỳ suất sinh lợi trong một thời gian dài đến năm 2013 mới phục hồi trở lại.
56
Hình 4.5 Phản ứng đẩy của BANK
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
.08
Response of BANK to MFER
.04 .00 -.04 -.08 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 .08
Response of BANK to DEPO
.04
.00
-.04
-.08
57
Hình 4.6 Phản ứng đẩy của ELEC
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of ELEC to MFER
.04 .00 -.04 -.08 -.12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of ELEC to LEND
.04 .00 -.04 -.08 -.12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
58
Hình 4.7 Phản ứng đẩy của PROD
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
.08
Response of PROD to MFER
.04 .00 -.04 -.08 -.12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 .08
Response of PROD to LEND
.04 .00 -.04 -.08 -.12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
59
Diễn biến VN-Index từ tháng 02/2011 đến tháng 02/2013 600 500 400 300 200 100 0
Chúng ta có thể quan sát thấy đồ thị VN-Index từ năm 2011 đến năm 2013 có xu hướng giảm một cách liên tục :
Hình 4.8 Diễn biến VN-Index từ tháng 02/2011 đến tháng 02/2013
60
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1 Những đóng góp của luận văn
Luận văn „„Tác động của chính sách tiền tệ đối với tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán‟‟ bằng việc sử dụng dữ liệu về tỷ suất sinh lợi của 194 cổ phiếu niêm yết tại Sở Giao Dịch Chứng Khốn Thành Phố Hồ Chí Minh và các dữ liệu về lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi, tỷ giá hối đoái trong giai đoạn từ tháng 01 năm 2008 đến hết tháng 09 năm 2014 đã cung cấp bằng chứng thực nghiệm rằng chính sách tiền tệ đã có tác động đến tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán tại Việt Nam. Trong đó, chiều hướng tác động, quy mơ tác động và độ trễ của chính sách đối với từng nhóm ngành khác nhau là khác nhau.
1) Đối với nhóm ngành tài chính ngân hàng, lãi suất tiền gửi có quan hệ nhân quả Granger rất chặt chẽ với tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu nhóm ngành này. Tác động của lãi suất tiền gửi lên tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu nhóm ngành này hầu như là tác động nghịch biến. Do đặc thù hoạt động nên nhóm ngành này chịu sự tác động của lãi suất tiền gửi hơn lãi suất cho vay do cơ chế kiêm suất lãi suất huy động của Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam trong những năm gần đây (trong khi lãi suất cho vay được thả nổi để các tổ chức tín dụng và khách hàng vay tự thoả thuận.
2) Trong khoảng thời gian rất ngắn khoảng 2 tháng lãi suất tiền gửi biến động thì có tác động đồng biến lên tỷ suất sinh lợi nhưng sau đó từ tháng thứ 4 trở đi thì tác động này đổi chiều và trở nên rõ rệt hơn cả. Cơ chế này là do lãi suất tiền gửi điều chỉnh tăng thì trong khoảng thời gian đầu rất ngắn chưa thể ảnh hưởng đến chi phí đầu vào của nhóm ngành này trong khi việc điều chỉnh tăng lãi suất cho vay có thể diễn ra ngay lập tức hoặc trước đó một khoảng thời gian nên tỷ suất sinh lợi của nhóm cổ phiếu này có xu hướng biến động tăng cùng với lãi suất.
61
3) Đối với các doanh nghiệp thuần tuý trong nhóm ngành cơng nghiệp chế biến chế tạo và ngành sản xuất, phân phối điện, khí đốt, nước nóng, hơi nước và điều hồ khơng khí thì có sự cân bằng trong dài hạn giữa tỷ suất sinh lợi và lãi suất cho vay. Tác động này, đúng như kỳ vọng và phù hợp với lý thuyết là tác động nghịch biến. Tuy nhiên có sự khác biệt trong mức độ tác động của lãi suất cho vay đối với tỷ suất sinh lợi của các nhóm ngành này. Cụ thể nhóm ngành sản xuất điện, khí đốt, … có sử dụng vốn vay cao hơn sẽ chịu tác động mạnh hơn từ những thay đổi trong lãi suất cho vay và tốc độ điều chỉnh cân bằng trong ngắn hạn cũng nhanh hơn so với nhóm ngành cơng nghiệp chế biến, chế tạo.
4) Nhìn chung, chính sách tiền tệ cụ thể là chính sách lãi suất có sự tác động đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán, tác động này là khác nhau đối với mỗi nhóm ngành nhưng nhìn chung ảnh hưởng của chính sách có độ trễ nhất định : tác động của lãi suất đối nhóm ngành tài chính ngân hàng vốn nhạy cảm với biến động lãi suất phải mất khoảng 2 đến 4 tháng trong khi tác động của những thay đổi trong lãi suất phải mất từ 6 tháng để ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của các doanh nghiệp cịn lại.
5) Mặc dù chính sách tiền tệ có độ trễ khi đi vào thực tiễn nhưng mức độ ảnh hưởng của nó thường kéo dài. Trong nghiên cứu này chúng tôi phát hiện ra rằng ảnh hưởng của một cú sốc lãi suất đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán thường kéo dài đến 2 năm.
6) Một điểm mới trong nghiên cứu của chúng tơi đó là việc đánh giá được tác động của chính sách tiền tệ lên từng nhóm cổ phiếu riêng lẻ thay vì đánh giá tác động chung lên chỉ số thị trường như các nghiên cứu trước đây thực hiện. 5.2 Những hạn chế của luận văn :
Do giới hạn về thời gian và nguồn dữ liệu nên luận văn vẫn tồn tại những hạn chế như :
62
1) Luận văn này khi nghiên cứu về chính sách tiền tệ chỉ xem xét biến động của lãi suất và tỷ giá hối đối trong khi đó có thể bỏ sót các biến có khả năng ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán như cung tiền, giá vàng, … 2) Phạm vị nghiên cứu giới hạn từ tháng 01 năm 2008 đến hết tháng 09 năm
2014 chỉ bao gồm 81 kỳ quan sát nên độ vững mạnh của nghiên cứu cần được kiểm nghiệm lại trong thời gian tới.
3) Luận văn chưa chứng minh được tác động của chính sách tiền tệ đối với tỷ suất sinh lợi của các cổ phiếu nhóm ngành xây dựng và nhóm ngành kinh doanh bất động sản.
4) Do gặp khó khăn trong việc phân loại doanh nghiệp có hoạt động xuất nhập khẩu với các doanh nghiệp khác nên luận văn chưa đánh giá được tác động củ tỷ giá hối đoái lên tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
5.3 Đề xuất hƣớng nghiên cứu tiếp theo :
Căn cứ những đóng góp và hạn chế của đề tài, chúng tôi xin đề xuất các hướng nghiên cứu tiếp theo trong việc kiểm định tác động của chính sách tiền tệ đối với tỷ suất sinh lợi của các chứng khoán tại Việt Nam như:
1) Khắc phụ những hạn chế mà luận văn này đã đề cập như mở rộng phạm vi nghiên cứu, mở rộng việc sử dụng các biến số khác như cung tiền, lãi suất chiết khấu, lãi suất tái cấp vốn, giá vàng,… và mở rộng nghiên cứu trên các nhóm ngành khác.
2) Sử dụng các mơ hình kinh tế lượng khác để đánh giá tác động của chính sách tiền tệ lên tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt
1) Hà Quỳnh Hoa (2008). Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Luận án tiến sỹ. Đại học Kinh tế Quốc Dân.
2) Huỳnh Thế Nguyễn và Nguyễn Quyết (2013). Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá cổ phiếu tại TP.HCM. Tạp chí Phát triển và Hội nhập UEF, 11(21), 37-41.
3) Lê Hồng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2015). Kiểm chứng bằng mơ hình ARDL tác động của các nhân tố vĩ mơ đến chỉ số chứng khốn Việt Nam. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập, 20 (3), 61-66.
4) Lê Thị Lanh và cộng sự (2014). Kiểm định các nhân tố vĩ mô tác động đến thị trường chứng khốn Việt Nam. Tạp chí Khoa Học Trường Đại học An Giang, 3, 70-78.
5) Ngân hàng Nhà Nước Việt Nam (2004 đến 2009). Báo cáo thường niên. Hà Nội.
6) Nguyển Phúc Cảnh (2014). Truyền dẫn của chính sách tiền tệ qua kênh giá tài sản tài chính : Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 19(29), 11-18.
7) Nguyễn Thị Phương Nhung (2014). Ứng dụng mơ hình Vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) để phân tích mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và sự phát triển của thị trường chứng khốn Việt Nam. Tạp chí phát triển Khoa học và Cơng nghệ, 18.
8) Thủ tướng Chính Phủ (2011). Nghị quyết số 11/NQ-CP ngày 24/02/2011 về những giải pháp chủ yếu tập trung kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, bảo đảm an sinh xã hội. Công báo số 115 + 116.
9) Trần Ngọc Thơ (2007). Tài chính doanh nghiệp hiện đại, NXB Thống kê, TP.Hồ Chí Minh.
10) Trần Ngọc Thơ (2012), Nghiên cứu sơ thảo về phá giá tiền tệ và một số khuyến nghị chính sách cho VN, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp cơ sở, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM.
11) Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013). Cơ chế truyền dẫn CSTT ở VN tiếp cận theo mơ hình SVAR. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, 10, 8-16.
Danh mục tài liệu tiếng Anh
1) Ahlgren, N. and J. Antell (2002). Testing for Cointegration between International Stock Prices. Applied Financial Economics, 12, 851-61.
2) Asel Isakova (2008). Monetary Policy Efficiency in the Economies of Central Asia. Journal of Economics and Finance, 58, 11-12.
3) Campbell, J.Y. (1987). Stock Returns and the Term Structure. Journal of Financial Economics, 18, 373-399
4) Dickey, D., & Fuller, W. (1979). Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, 427-431