Luận văn sử dụng thuật toán BFGS để tạo ra các ước lượng tham số cho mơ hình VAR – GARCH bằng phương pháp Maximum likelihood. Mơ hình VAR(1) – MGARCH(1,1) được lựa chọn để phân tích mối quan hệ năng động giữa tỷ giá hiệu lực thực của VND và giá chứng khốn theo tiêu chuẩn thơng tin Akaike, Schwarz
và kiểm định ràng buộc likelihood ratio (LR test). Kết quả ước lượng được trình bày ở bảng 4.5.
Bảng A trình bày các ước lượng hệ số của phương trình trung bình có điều kiện. Đối với sự thay đổi của tỷ giá, các hệ số 𝛽11 và 𝛽12 đều khơng có ý nghĩa thống kê, cho thấy hành vi của chính nó và lợi nhuận chứng khốn trong q khứ khơng có ý nghĩa giải thích cho sự thay đổi của tỷ giá trong tương lai. Điều này cũng hàm ý khơng có mối quan hệ nhân quả (hay hiệu ứng lan tỏa trong trung bình) từ thị trường chứng khoán đến thị trường ngoại hối. Hệ số ước lượng cho lợi nhuận thị trường chứng khoán 𝛽22 có ý nghĩa thống kê, cho thấy sự thay đổi của lợi nhuận chứng khốn được giải thích bởi chính nó trong quá khứ ở mức ý nghĩa 1%. Với ước lượng của tham số 𝛽21 và 𝛽12 khơng có ý nghĩa thống kê, giả thiết H0 rằng khơng có lan tỏa trung bình chéo hai chiều giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khốn khơng thể bác bỏ. Như vậy, giữa hai thị trường không tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger hai chiều. Các hệ số cho biến giả (𝑑2009,𝑖 và 𝑑2011,𝑖) phản ánh sự thay đổi khi có sự thay đổi chính sách tỷ giá (cụ thể là phá giá VND) cho ba giai đoạn: từ tháng 7 năm 2000 đến tháng 10 năm 2009, từ tháng 11 năm 2009 đến tháng 1 năm 2011 và từ tháng 2 năm 2011 đến tháng 12 năm 2013. Các ước lượng hệ số cho các biến giả đều khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, sự thay đổi chính sách tỷ giá hay việc phá giá VND khơng làm thay đổi đặc tính biến động trung bình của thị trường chứng khốn và cũng khơng cho thấy sự khác biệt trong sự thay đổi tỷ giá hiệu lực của VND. Hiện tượng bất cân xứng thơng tin, rị rỉ thơng tin hay việc ban hành các chính sách vĩ mơ chưa có một tín hiệu rõ ràng và thống nhất khiến cho thời điểm công bố thông tin về sự thay đổi chính sách khơng có ý nghĩa trong sự biến động của thị trường. Trước thời điểm NHNN công bố về việc điều chỉnh tỷ giá hay nới lỏng/ thu hẹp biên độ dao động của tỷ giá, đã có những “tin đồn” được lan truyền trong giới đầu tư và trên thị trường, tỷ giá trên thị trường liên ngân hàng bắt đầu dịch chuyển và tỷ giá trên thị trường tự do đã điều chỉnh ngay lập tức vào lúc này, tác động đến hoạt động xuất, nhập khẩu và tỷ giá hiệu lực; chính điều này cũng đã tác động đến tâm lý và các nhà đầu tư chứng khốn thường sẽ đổ xơ mua hay bán chứng khoán làm cho thị trường ngay lập tức điều chỉnh tăng hay giảm. Đến khi thơng tin về tỷ giá được chính thức ban hành thì các thị trường đã phản ánh những thơng tin này vào
giá, vì vậy thời điểm cơng bố thơng tin khơng có ý nghĩa đến sự biến động trung bình trên cả hai thị trường.
Bảng 4.5: Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình MGARCH-BEKK
Coeff. Std.Error t-Stat. Coeff. Std.Error t-Stat.
Bảng A: Các ước lượng tham số của phương trình trung bình có điều kiện
Tỷ giá (R1) Chứng khoán (R2) 𝛼1 -0.0014 0.0014 -1.001 𝛼2 0.016** 0.007 2.261 𝛽11 -0.051 0.085 -0.608 𝛽21 -0.186 0.448 -0.415 𝛽12 0.009 0.011 0.786 𝛽22 0.328*** 0.081 4.057 𝑑2009,1 0.004 0.004 0.934 𝑑2009,2 -0.024 0.021 -1.137 𝑑2011,1 -0.007 0.005 -1.348 𝑑2011,2 0.009 0.021 0.444
Bảng B: Các ước lượng tham số của phương trình phương sai có điều kiện
𝑐11 0.0006 0.001 0.469 𝑐21 -0.011* 0.01 -1.812 𝑐12 0 𝑐22 -5.7E-07 0.036 -1.6E-05 𝑎11 0.123* 0.067 1.828 𝑎21 0.011 0.013 0.848 𝑎12 -2.113*** 0.575 -3.672 𝑎22 0.637*** 0.089 7.145 𝑏11 0.987*** 0.008 126.435 𝑏21 0.01 0.006 1.537 𝑏12 -0.325* 0.191 -1.703 𝑏22 0.728*** 0.061 11.967
Lưu ý: Các ký hiệu ***, ** và * biểu thị mức ý nghĩa thống kê tương ứng là 1%, 5% và
10%. Ma trận C là ma trận tam giác dưới do đó yếu tố c12 = 0.
(Nguồn: Tác giả tính tốn trên phần mềm RATS 8.3)
Các phương trình phương sai – hiệp phương sai có điều kiện được thể hiện trong mơ hình GARCH hai biến, các ước lượng các tham số của mơ hình nắm bắt hiệu quả những biến động và hiệu ứng lan tỏa biến động chéo giữa thị trường ngoại hối và
phương sai – hiệp phương sai của mơ hình. Các hệ số này lượng hóa những tác động của thay đổi ngoài kỳ vọng (các cú sốc) trong q khứ của chính biến đó (tỷ giá hoặc giá chứng khoán) và của biến chéo; đồng thời thể hiện tác động của sự dai dẳng trong biến động trong quá khứ của biến đó và biến chéo đến biến động của chính nó và biến chéo ở kỳ hiện tại, tương ứng cho hai thị trường tài chính. Các hệ số của các phương trình phương sai – hiệp phương sai có ý nghĩa thống kê sẽ phản ánh tồn tại hiệu ứng lan tỏa cú sốc và hiệu ứng lan tỏa biến động, hay cho thấy sự hiện diện của hiệu ứng ARCH, GARCH. Như đã trình bày trước đó, các yếu tố của ma trận A nắm bắt hiệu ứng lan tỏa cú sốc, trong đó các yếu tố đường chéo phản ánh tác động của cú sốc của chính nó trong q khứ và các yếu tố ngoài đường chéo phản ánh tác động của các cú sốc chéo trong quá khứ. Trong khi, các yếu tố của ma trận B chỉ ra hiệu ứng lan tỏa biến động, các yếu tố thuộc đường chéo cho thấy tác động của biến động trong quá khứ của chính biến đó và các yếu tố ngồi đường chéo cho thấy tác động của các biến động trong quá khứ của biến chéo. Kết quả từ bảng 4.5 B với các hệ số thuộc đường chéo của hai ma trận A và B đều có ý nghĩa thống kê hầu hết tại mức ý nghĩa 1%, chỉ ra rằng tồn tại hiệu ứng ARCH và GARCH mạnh mẽ, có nghĩa đặc tính phương sai thay đổi theo thời gian (hay phương sai có điều kiện) tồn tại ở cả hai thị trường.
Hình 4.1: Hệ số tƣơng quan có điều kiện thay đổi theo thời gian
2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 -0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6
Hình 4.1 thể hiện các hệ số tương quan có điều kiện của sự thay đổi tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trường chứng khoán được ước lượng từ mơ hình MGARCH(1,1). Hệ số tương quan có điều kiện được tính bằng:
12,𝑡
11,𝑡 22,𝑡 (4.1)
Các hệ số tương quan khơng phải là hằng số trong tồn bộ thời gian nghiên cứu, chúng thay đổi nhiều cùng với sự thay đổi của thời gian. Các hệ số tương quan thay đổi từ -0.545 đến 0.434, điều này cho thấy đặc tính phương sai thay đổi theo thời gian có ý nghĩa.
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định hiệu ứng lan tỏa biến động
𝝀 P-value
Kiểm định A: Lan tỏa biến động giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán
𝐻0: 𝑎21 = 𝑎12 = 𝑏21 = 𝑏12 = 0 21.059 0.0000
Kiểm định B: Lan tỏa biến động từ thị trường chứng khoán đến thị trường ngoại hối
𝐻0: 𝑎21 = 𝑏21 = 0 5.821 0.0544
Kiểm định C: Lan tỏa biến động từ thị trường ngoại hối đến thị trường chứng khoán
𝐻0: 𝑎12 = 𝑏12 = 0 20.539 0.0000
(Nguồn: Tác giả tính tốn trên phần mềm RATS 8.3)
Luận văn tiến hành kiểm tra hiệu ứng lan tỏa chéo giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán, sử dụng thống kê tỷ lệ likelihood (likelihood ratio statistic). Giả thiết H0 cho rằng các yếu tố ngoài đường chéo của ma trận A và B là bằng 0 với phân phối Chi-squared bậc tự do là 4 (𝜒2(4)) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%, do đó có tồn tại các hiệu ứng lan tỏa biến động chéo giữa hai thị trường. Luận văn tiếp tục xem xét các hướng lan tỏa biến động. Trong tác động đơn hướng từ thị trường chứng khoán đến thị trường ngoại hối, thống kê tỷ lệ likelihood là 5.821 với phân phối Chi-squared bậc tự do là 2, bác bỏ giả thiết H ở mức ý nghĩa thống kê
10%, do đó tồn tại hiệu ứng lan tỏa biến động từ thị trường chứng khoán đến thị trường ngoại hối, hay tồn tại mối quan hệ nhân quả Granger trong phương sai từ thị trường chứng khoán đến thị trường ngoại hối. Xem xét tác động đơn hướng từ thị trường ngoại hối đến thị trường chứng khoán, thống kê tỷ lệ likelihood là 20.539 với phân phối Chi-squared 2 bậc tự do, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, hay bác bỏ giả thiết H0 cho rằng khơng có hiệu ứng lan tỏa biến động từ thị trường ngoại hối đến thị trường chứng khoán. Như vậy, tồn tại hiệu ứng lan tỏa biến động hai chiều giữa thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối, cho thấy những thay đổi ngoài kỳ vọng và biến động trong quá khứ trên thị trường chứng khốn có tác động lớn đến những biến động tương lai trên thị trường ngoại hối và ngược lại.
Tóm lại, khơng có lan tỏa trung bình (quan hệ nhân quả trong trung bình) giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán, tuy nhiên hiệu ứng lan tỏa biến động (quan hệ nhân quả trong phương sai) hai chiều mạnh mẽ được tìm thấy giữa hai thị trường. Chính phủ Việt Nam duy trì chế độ tỷ giá gần như là cố định, sự điều chỉnh nếu có chỉ là trong biên độ rất hẹp, do vậy mối quan hệ tuyến tính trực tiếp giữa tỷ giá và thị trường chứng khốn là khơng có ý nghĩa. Tuy nhiên, những thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng gián tiếp đến năng lực cạnh tranh của hàng hóa trong nước so với hàng hóa nước ngồi, do vậy sự thay đổi của tỷ giá hối đoái sẽ tác động đến sản lượng xuất khẩu, đồng thời cũng tác động đến giá cả sản phẩm. Sự thay đổi của sản lượng và giá cả sẽ làm thay đổi lợi nhuận của các doanh nghiệp niêm yết, do đó sự biến động của tỷ giá hối đối có thể ảnh hưởng đến sự biến động của giá chứng khoán. Mặt khác, sự phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam thu hút các nhà đầu tư nước ngồi, do đó dịng vốn nước ngồi có thể chạy vào và ra khỏi thị trường chứng khoán, đồng thời biến động của thị trường chứng khoán làm phát sinh hiệu ứng giàu có, điều này sẽ tác động đến nhu cầu chi tiêu và tiếp đến là cầu tiền và lãi suất, từ đây ảnh hưởng đến dòng vốn đầu tư bằng ngoại tệ vào trong nước. Vì vậy, sự biến động của thị trường chứng khốn có thể có ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ giá hối đoái.
Cuối cùng, luận văn kiểm tra các phần dư chuẩn hóa và phần dư chuẩn hóa bình phương. Sử dụng thống kê Q Ljung-Box, luận văn tiến hành kiểm định giả thiết H0 rằng khơng có hiện tượng tự tương quan trong các phần dư 𝜈𝑡và 𝜈𝑡2 . Kết quả được trình bày ở bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phần dƣ
𝝂𝒕 𝝂𝒕𝟐
LB(lag=1) LB(lag=2) LB(lag=5) LB(lag=1) LB(lag=2) LB(lag=5)
Tỷ giá 0.17(0.68) 1.15(0.56) 2.72(0.74) 0.007(0.93) 0.09(0.96) 0.63(0.99)
Chứng
khoán 0.71(0.40) 0.76(0.68) 3.20(0.67) 1.23(0.27) 1.30(0.52) 4.27(0.51)
Lưu ý: LB là giá trị thống kê Q Ljung-Box. Giá trị trong ngoặc là P-value
(Nguồn: Tác giả tính tốn trên phần mềm RATS 8.3)
Các giá trị P-value của trị số thống kê Ljung-Box (với các độ trễ 1, 2 và 5) của hai biến đều lớn hơn 10%, như vậy không thể bác bỏ giả thiết H0 tại mức ý nghĩa 10%, điều này ngụ ý rằng khơng có hiện tượng tự tương quan có ý nghĩa trong các phần dư. Kết luận là tương tự cho bình phương các phần dư 𝜈𝑡2, khơng có hiện tượng tự tương quan có ý nghĩa. Như vậy, khơng tồn tại hiệu ứng ARCH có ý nghĩa trong các phần dư. Do đó, thống kê Ljung-Box cho thấy khơng có bằng chứng về sự phụ thuộc tuyến tính hoặc phi tuyến trong các phần dư chuẩn hóa, và vì vậy, mơ hình VAR-GARCH trong luận văn có thể mơ tả đầy đủ mối quan hệ năng động giữa hai biến tài chính – tỷ giá và giá chứng khoán tại Việt Nam.
Chƣơng V – KẾT LUẬN