Biến (1) Pooled Model (2) Fixed Effect Model (3) Random Effect Model (4) -1.176267** -1.1113141** -1.1762665** (0.018) (0.039) (0.018) -0.083091*** -0.0831534*** -0.083091*** (0.010) (0.010) (0.010) 0.003749 0.00494925 0.00374902 (0.941) (0.922) (0.941) 0.1400399 0.15926891 0.1400399 (0.481) (0.440) (0.481) 1.299456*** 1.308838*** 1.2994559*** (0.000) (0.000) (0.000) R-squared 0.1173 0.1172 0.1173 Adj R- squared 0.1061 Prob > F (0.000) (0.000) (0.000) lnITR lnIPI lnM2 lnEXR lnCPI
Ghi chú: ***, **, * là ký hiệu thể hiện dữ liệu có ý nghĩa thống kê ở mức ý
nghĩa 1%; 5%; 10%
Tác giả chạy hồi quy lần lƣợt theo mơ hình POOL, FEM và REM. Mô hình POOL đƣợc hồi quy bằng cách sử dụng tất cả dữ liệu xếp chồng không phân biệt
từng quốc gia vì vậy bỏ qua những khác biệt giữa các quốc gia, giữa các thời gian quan sát. Mơ hình FEM có xem xét đặc trƣng của quốc gia, nhƣng những đặc trƣng này đƣợc cố định theo thời gian cịn mơ hình REM xem xét đặc trƣng quốc gia biến động theo thời gian.
Kết quả hồi quy theo cột 2, 3, 4 bảng 4.2.1 cho thấy cả 3 mơ hình trên các thị trƣờng đều đồng nhất kết quả dấu chỉ khác nhau về mức ý nghĩa. Cả 3 mơ hình cho thấy chỉ số sản xuất công nghiệp và cung tiền đều không đạt mức ý nghĩa. Biến động chỉ số giá tiêu dùng có tác động ngƣợc chiều lên tỷ suất sinh lợi TTCK ở mức ý nghĩa 5% trong khi biến động lãi suất có tác động ngƣợc chiều đến tỷ suất sinh lợi TTCK và chỉ số tỷ giá hối đối có tác động cùng chiều lên tỷ suất sinh lợi TTCK ở mức ý nghĩa 1%.
4.2.2 Lựa chọn mơ hình:
Vận dụng các kiểm định lựa chọn các mơ hình đã đƣợc trình bày ở chƣơng 3; Kết quả lựa chọn các mơ hình FEM, REM, POOL đƣợc thể hiện tại bảng 4.2.2.
Bảng 4.2.2 Kết quả so sánh lựa chọn mơ hình
H0: sigma_u (FE) =0 H0: Var (u) (REM) =0 H0: REM hiệu quả hơn FEM
Mơ hình ƣu tiên lựa chọn GT: Pooled hiệu quả
hơn FEM GT: Pooled hiệu quả hơn REM GT: REM hiệu quả hơn FEM (kiểm định F) (Kiểm định Breusch- Pagan Lagrange Multiplier) (Hausman Test) F(4,390) 0.58 Chi2 0 Chi2 0.81 POOLED Prob > F 0.6759 Prob > F 1 Prob > F 0.9763
Ƣu tiên chọn Pooled Ƣu tiên chọn Pooled Ƣu tiên chọn REM
Mơ hình thích hợp để nghiên cứu ở các quốc gia là POOL. Kết quả kiểm định Hausman cho thấy giả thuyết H0 các ƣớc lƣợng của FEM và REM là không khác nhau đáng kể. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Judge, George G và cộng sự
(1988), họ cho rằng nếu t (thời đoạn của dữ liệu chuỗi thời gian lớn) và i (số đơn vị theo không gian) nhỏ, giá trị của các thơng số ƣớc lƣợng bằng FEM và REM có thể sẽ khơng khác nhau nhiều. Việc lựa chọn mơ hình dựa vào sự thuận tiện trong tính tốn. Với đặc điểm dữ liệu bảng là tập hợp quan sát của nhiều cá thể ở nhiều thời gian khác nhau nên dễ xảy ra phƣơng sai thay đổi và hiện tƣợng tự tƣơng quan. Do đó trong phần tiếp theo, tác giả kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan.
4.3 Kiểm định phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan: 4.3.1 Kiểm định tự tƣơng quan: 4.3.1 Kiểm định tự tƣơng quan:
Chúng ta thực hiện các kiểm định nhằm kiểm tra giữa các sai số có mối tƣơng quan với nhau hay khơng? H0: khơng có tự tƣơng quan bậc 1 ; H1: Có tự tƣơng quan bậc 1
Bảng 4.3.1 Kết quả 3 kiểm định tự tƣơng quan từ phần mềm STATA 12
Kiểm định Bresch –Pagan LM
chi2 (10) 210.388
Prob>chi2 0.0000***
Kiểm định Wooldridge
F (1,4) 8.681
Prob>F 0.0421**
Kết quả bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận H1. Mơ hình có tồn tại tự tƣơng quan
Ghi chú: ***, **, * là ký hiệu thể hiện dữ liệu có ý nghĩa thống kê ở mức ý
nghĩa 1%; 5%; 10%
4.3.2 Kiểm định phƣơng sai thay đổi:
Bảng 4.3.2 Kết quả kiểm định phƣơng sai thay đổi trong mơ hình FEM
Kiểm định Wald được điều chỉnh
chi2 (5) 162.32
Prob>chi2 0.0000***
Kết quả bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận H1. Mơ hình có tồn tại phƣơng sai thay đổi
Chúng ta thực hiện kiểm định Wald đƣợc điều chỉnh mục đích là tìm ra các yếu tố tác động đến sai số với giả thuyết sau:
H0: khơng có phƣơng sai thay đổi và H1: có phƣơng sai thay đổi
Kết quả bác bỏ giả thiết H0 chấp nhận H1. Mơ hình có tồn tại phƣơng sai thay đổi ở mức ý nghĩa 1%.
4.4 Khắc phục khiếm khuyết của mơ hình
Nhƣ vậy theo kết quả nghiên cứu tại mục 4.3.1 và 4.3.2 mơ hình tồn tại tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi. Điều này có thể giải thích bằng đặc trƣng của dữ liệu bảng, tồn tại phƣơng sai thay đổi do có đến 5 quốc gia nghiên cứu và đặc trƣng tổng thể nghiên cứu là chỉ số chứng khoán thƣờng xảy ra hiện tƣợng tự tƣơng quan.
Theo Hoechle (2007) nếu mơ hình POOL vi phạm các giả thuyết nhƣ tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi, để hồi quy đạt hiệu quả thì OLS tùy chọn robust và cluster đƣợc sử dụng để khắc phục các hiện tƣợng trên. Trong đó OLS tùy chọn cluster đƣợc sử dụng để khắc phục đồng thời hai hiện tƣợng tự tƣơng quan và phƣơng sai thay đổi, tác giả tiếp tục khắc phục phƣơng sai thay đổi và tự tƣợng quan cho mơ hình POOL bằng cách hồi quy OLS tùy chọn cluster. Ngồi ra theo Greene
(2012) cũng có thể khắc phục hai hiện tƣợng trên ở mơ hình REM theo ba phƣơng pháp là hồi quy GLS, hồi quy PCSEs và mơ hình REM tùy chọn cluster. Hồi quy OLS tùy chọn cluster và mơ hình REM tùy chọn cluster điều chỉnh độ lệch chuẩn để khắc phục phƣơng sai thay đổi và tự tƣơng quan nhƣng độ lệch chuẩn điều chỉnh rộng hơn do đó làm một số biến có thể có ý nghĩa trong mơ hình POOL, REM, nhƣng khơng có ý nghĩa trong OLS cluster, REM cluster.
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy khắc phục các khiếm khuyết trong mơ hình
Biến (1) Hồi quy GLS (5) Hồi quy PCSEs (6) OLS cluster (7) REM cluster (8) -0.8756 ** -1.1762** -1.1762** -1.1762* (0.015) (0.050) (0.024) (0.056) -0.0480* -0.0830*** -0.0830* -0.0830*** (0.069) (0.010) (0.086) (0.010) 0.0196 0.0037 0.0037 0.0037 (0.571) (0.951) (0.943) (0.939) 0.0004 0.1400 0.1400 0.1400 (0.998) (0.536) (0.320) (0.257) 0.5574*** 1.2994*** 1.2994*** 1.2994*** (0.000) (0.000) (0.002) (0.000) 0.0051 0.0090 0.0090** 0.0090*** (0.217) (0.157) (0.043) (0.003) R-squared 0.1173 0.1173 0.1173 Prob > F 0 0 lnM2 const lnERX lnCPI lnITR lnIPI
Ghi chú: ***, **, * là ký hiệu thể hiện dữ liệu có ý nghĩa thống kê ở mức ý
nghĩa 1%; 5%; 10%
Kết quả các hồi quy khắc phục các khiếm khuyết của nhóm thị trƣờng đều đồng nhất kết quả về dấu chỉ khác nhau về mức ý nghĩa.
Chỉ số giá tiêu dùng đại diện cho lạm phảt có ảnh hƣởng ngƣợc chiều lên tỷ suất sinh lợi các thị trƣờng mới nổi ở mức ý nghĩa 5% ở các mơ hình khắc phục hồi quy GLS, hồi quy PCSEs, OLS tùy chọn cluster trong khi có mức ý nghĩa 10% ở mơ
hình khắc phục REM tùy chọn cluster. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Defina (1991), Leeb và Conrad (1996), Chatrath và cộng sự (1997), Wongbangpo & Sharma (2002) thực hiện trên TTCK Indonesia, Malaysia, Al-Sharkas (2004), Catherine (2011) thực hiện trên TTCK Indonesia, Singh và cộng sự (2011), Hussain Ali Bekhet & Mohamed Ibrahim Mugableh (2012) xem trong mối quan hệ dài hạn. Nhƣ vậy theo lý thuyết lạm phát tăng sẽ làm tăng chi phí của doanh nghiệp, dẫn đến dịng tiền và lợi nhuận doanh nghiệp trong tƣơng lai giảm sút, do đó làm giảm sự hấp dẫn của chứng khoán.
Kết quả này trái với lập luận của Fisher (1930), Asprem (1989) là giá trong điều kiện bình thƣờng phản ánh đầy đủ lạm phát kỳ vọng, nhà đầu tƣ sẽ đƣợc bù đắp đầy đủ lạm phát thông qua sự gia tăng trong tỷ suất sinh lợi, cổ phần có thể đóng vai trị là một cơng cụ phòng ngừa lạm phát. Lý giải cho sự khác biệt này có thể là do những nghiên cứu trƣớc đây không chứa đựng khoảng thời gian khủng hoảng tài chính hoặc có bao trùm giai đoạn khủng hoảng tài chính nhƣng lại chứa đựng những khoảng thời gian dài ổn định khác, giảm nhẹ đặc điểm riêng có của giai đoạn trong và hậu khủng hoảng. Trong giai đoạn này, chính sách kích cầu của chính phủ các nƣớc đƣợc nghiên cứu là một nguyên nhân gây ra lạm phát cao. Những nhà đầu tƣ trong thời kỳ có thể xem lạm phát là một nỗi lo hơn là một động lực để thúc đẩy kinh tế.
Lãi suất có ảnh hƣởng ngƣợc chiều lên chỉ số TTCK ở các thị trƣờng ở mức ý nghĩa 1% với mơ hình khắc phục REM tùy chọn cluster và mơ hình khắc phục hồi quy PCSEs trong khi ở các hồi quy khắc phục GLS, OLS tùy chọn cluster có mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp với lập luận Fama (1990) sự sụt giảm lãi suất sẽ làm giảm chi phí vay của doanh nghiệp, khuyến khích doanh nghiệp mở rộng sản xuất còn khi lãi suất thị trƣờng tăng sẽ làm tăng chi phí đi vay của các doanh nghiệp, dẫn đến giảm lợi nhuận; Asprem (1989) lãi suất là tỷ suất lợi nhuận an toàn cho nhà đầu tƣ gởi tiết kiệm so với các kênh đầu tƣ khác, nó có tƣơng quan dƣơng với tỷ lệ chiết khấu yêu cầu, do đó có tƣơng quan âm với tỷ suất sinh lợi TTCK.
Kết quả nghiên cứu cũng phù hợp với các bằng chứng thực nghiệm từ nghiên cứu của Chen và cộng sự (1986), Shanken (1990), Gjerde và Sættem (1999), Maysami và Koh (2000), Paul và Mallik (2003), Al-Sharkas (2004), Rigobon và Sack (2004), Nasseh và Strauss (2004), McMillan (2005), Reilly và đồng sự (2007), Puah và Jayaraman (2007), Uddin và Alam (2007), Alam và Uddin (2009), Sulaiman và cộng sự (2009), Serkan Yilmaz Kandir (2008), Ahmet Buyuksalvarci (2010), Akash và cộng sự (2011), Sohail và Hussain (2011), Sulaiman và cộng sự (2012), Kuwornu và Nantwi (2011), Nicholas và cộng sự (2011), Aurangzeb (2012), Nopphon Tangjitprom (2012), Dwijayanti Yogaswari và cộng sự (2012), Wongbangpo và Sharma (2002) ở thị trƣờng Philippines, Singapore, Thái Lan.
Tuy nhiên kết quả về sự gia tăng lãi suất làm giảm tỷ suất sinh lợi cổ phiếu là chƣa phù hợp với nghiên cứu trên các TTCK mới nổi của Yusof & Razali (2006) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 05/1995 đến tháng 02/2006, Abdul Rahman & Hanim Tafri (2009) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 01/1986 đến tháng 03/2008, Catherine (2011) thực hiện trên 5 nƣớc ASEAN mới nổi trong giai đoạn từ tháng 01/1987 đến tháng 12/2007. Việc này cũng có thể là do nguyên nhân đã nêu trên là do thời gian khảo sát của các nghiên cứu trên không chứa đựng khoảng thời gian khủng hoảng tài chính. Theo kết quả, hệ số hồi quy ảnh hƣởng của thay đổi trong lãi suất đến tỷ suất sinh lợi cổ phiếu của hai mơ hình hồi quy khắc phục GLS và OLS tùy chọn cluster đƣợc tìm thấy là có ý nghĩa thống kê khơng cao. Kết quả này dƣờng nhƣ xuất phát từ nhiều nguyên nhân, trong đó nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ chức năng của lãi suất đƣợc sử dụng nhƣ là công cụ chống lạm phát trong giai đoạn này hơn là một giải pháp lâu dài, do đó chƣa phản ánh chính xác những thơng tin thực của chính sách tiền tệ. Ngoài ra do đặc điểm số liệu về biến lãi suất ngắn hạn chƣa thực sự phản ánh đúng giá giao dịch trên thị trƣờng ở một số quốc gia đƣợc nghiên cứu, vì giao dịch trên thị trƣờng tiền tệ phải tuân theo quy định lãi suất trần, sàn do ngân hàng nhà nƣớc quy định.
Chỉ số sản xuất công nghiệp cả các mơ hình có mối tƣơng quan dƣơng với tỷ suất sinh lợi TTCK nhƣng lại đều không đạt mức ý nghĩa. Kết quả này phù hợp với những nghiên cứu của Al-Sharkas (2004) thực hiện trên TTCK Jordan trong giai đoạn từ tháng 03/1980 đến tháng 12/2003, Esen Erdogan & Umit Ozlale (2005) thực hiện trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 06/1991 đến tháng 03/2000, Abdul Rahman và Hanim Tafri (2009) thực hiện trên TTCK Malaysia trong giai đoạn từ 01/1986 đến tháng 03/2008, Akash và cộng sự (2011) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 01/1999 đến tháng 12/2008, Kumar Naik & Puja Padhi (2012) thực hiện trên TTCK Ấn Độ từ tháng 04/1994 đến tháng 06/2011. Nguyên nhân lý giải cho mối tƣơng quan hệ yếu giữa 2 biến này có thể là vì đối với các nền kinh tế mới nổi, chỉ số sản xuất công nghiệp chƣa thể đại diện cho hoạt động kinh tế thực hay sự phát triển của nền kinh tế, tỷ trọng của giá trị cơng nghiệp đóng góp vào GDP cịn khá khiêm tốn.
Cung tiền (M2) có mối tƣơng quan cùng chiều với tỷ suất sinh lợi thị trƣờng nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả nghiên cứu phù hợp với lập luận của Homa và Jaffee (1971) cho rằng cung tiền thực tăng dẫn đến làm giảm lãi suất thực dẫn đến tỷ suất sinh lợi sẽ tăng vì vậy mối quan hệ giữa cung tiền và tỷ suất sinh lợi sẽ cùng chiều. Kết quả này phù hợp với những nghiên cứu trƣớc đây của Yusof và Razali (2006) thực hiện tại TTCK Malaysia trong giai đoạn từ tháng 05/1995 đến tháng 2/2006, Ahmet Buyuksalvarci (2010) thực hiện tại TTCK Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn từ tháng 01/2000 đến tháng 03/2010, Akash và cộng sự (2011) thực hiện trên TTCK Pakistan từ tháng 01/1999 đến tháng 12/2008, Kumar Naik và Puja Padhi(2012) thực hiện trên TTCK Ấn Độ trong giai đoạn từ tháng 04/1994 đến tháng 06/2011. Hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê có thể xuất phát từ nguyên nhân là cơ chế dẫn truyền từ cung tiền đến TTCK chƣa mang lại hiệu quả trong việc thúc đẩy sự phát triển của nền kinh tế.
Biến động tỷ giá hối đối có tƣơng quan dƣơng với tỷ suất sinh lợi ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Aggarwal (1981), Solnik
(1987), Ma và Kao (1990), Mukherjee và Naka (1995), Yusof và Majid (2007), Jaafar Pyeman và Ismail Ahmad (2009), Sulaiman và cộng sự (2009), Buyuksalvarci (2010), Sohail và Hussain (2011), Sulaiman và cộng sự (2012) khi xem xét môi quan hệ trong dài hạn, Nopphon Tangjitprom (2012), Dwijayanti Yogaswari và cộng sự (2012). Theo lập luận của Pan và cộng sự (2007) nếu đồng nội tệ mất giá (tỷ giá hối đối tăng) thì giá trị hàng xuất khẩu sẽ trở nên nhiều hơn, nghĩa là doanh thu của các công ty xuất khẩu tăng làm lợi nhuận tăng, và ngƣợc lại nếu đồng nội tệ tăng giá (tỷ giá hối đối giảm) thì các nhà xuất khẩu sẽ gặp bất lợi. Do đó ảnh hƣởng ảnh hƣởng cùng chiều này có thể một phần đƣợc giải thích thơng qua giá trị xuất nhập khẩu và tỷ trọng các sản phẩm trong giá trị xuất - nhập khẩu. Trong thời gian nghiên cứu quốc gia có tình trạng xuất siêu nhƣ Indonesia, Malaysia do đó một sự tăng giá trong USD làm tăng thêm doanh thu và tạo thêm lợi nhuận cho các doanh nghiệp niêm yết dẫn đến TTCK có chiều hƣớng đi lên. Kết quả nghiên cứu này đã hàm ý các thị trƣờng mới nổi có mức độ xuất khẩu cao. Ngồi ra mức độ ảnh hƣởng từ thay đổi của tỷ giá hối đoái đến tỷ suất sinh lợi chứng khốn tại TTCK có thể bắt nguồn từ cơ chế điều hành tỷ giá khác biệt giữa các nƣớc. Trong giai đoạn này, Indonesia, Malaysia đã điều hành tỷ giá theo cơ chế thả nổi hoàn toàn đã tạo sự thống nhất trên toàn bộ thị trƣờng, thay đổi trong tỷ giá sẽ phản ánh kịp thời vào thay đổi của giá cổ phiếu. Trong khi, Việt Nam điều hành tỷ giá theo cơ chế thả nổi có quản lý, một cơ chế điều hành tỷ giá thiếu linh hoạt, biên độ thấp gây ra sai lệch lớn giữa tỷ giá niêm yết và tỷ giá trên thị trƣờng tự do.
Nhƣ vậy kết quả nghiên cứu cho thấy có một số nhân tố vĩ mơ ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi các thị trƣờng mới nổi là lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối đối, trong đó lạm phát tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 1.17%; lãi suất tăng 1% làm chỉ số TTCK giảm 0.083% và tỷ giá hối đoái tăng 1% làm chỉ số TTCK tăng 1.3%; trong khi đó chỉ số sản xuất cơng nghiệp, cung tiền chƣa giải thích đƣợc nhiều biến động tỷ suất sinh lợi các thị trƣờng mới nổi vì khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Mơ hình giải thích 11.7% biến động của chỉ số TTCK.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1 Các kết quả nghiên cứu chính:
Bắt nguồn từ những quan điểm cho rằng những thay đổi trong các biến kinh tế vĩ mô dẫn đến những thay đổi trong TTCK. Nhiều nghiên cứu đã tiến hành xem xét sự biến động của thị trƣờng tài chính với các biến kinh tế vĩ mơ cả về mặt lý thuyết và thực nghiệm ở một quốc gia hoặc một nhóm quốc gia vào các khoảng thời gian khác nhau. Trong đó, TTCK mới nổi xem nhƣ một lựa chọn đầu tƣ hấp dẫn cho các nhà đầu tƣ quốc tế, tuy nhiên thơng tin nghiên cứu có phần hạn chế và kết quả của