Stt Biến số Kiểm định ADF Kết luận
Tại mức Sai phân bậc 1
1. VNI -3.692396** -2.064441 (a) -5.623206* I(1) 2. EX -1.057826 -7.284519* I(1) 3. IN -2.658861 -4.581220* I(1) 4. MO -2.888373 -6.558730* I(1) 5. RD -3.262772*** -1.610202(b) -4.187196* I(1) 6. RL -2.764780 -4.639507* I(1) Ghi chú:
- *, ** và *** ký hiệu ý nghĩa thống kê lần lượt t i mức 1%, 5% và 10%;
- (a), (b) là ký hiệu kiểm đ nh sử dụng chuẩn thông tin “AIC bổ sung” và “SIC bổ sung”.
Theo bảng 2.2, ngoại trừ VNI và RD, kết quả kiểm định tại mức cho thấy hầu hết các biến đều chấp nhận giả thuyết H0 rằng có nghiệm đơn vị, nghĩa là chuỗi không dừng. Một chút rắc rối xảy ra khi giá trị thống kê của VNI và RD lần lượt bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 5% và 10% hay chuỗi là I(0). Tuy nhiên, khi kiểm định với chuẩn “AIC bổ sung” và “SIC bổ sung” thì vấn đề này được giải quyết với kết quả chấp nhận giả thuyết H0.
Khi kiểm định các biến tại sai phân bậc nhất của chúng, kết quả thống kê đều nhất quán rằng bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 1%.
Như vậy, trong nghiên cứu này tất cả các biến không dừng tại mức nhưng dừng tại sai phân bậc nhất với mức ý nghĩa là 1%. Kết quả này là phù hợp với đa số dữ liệu chuỗi thời gian đã được kiểm chứng trong các nghiên cứu trước đây và là điều kiện cần thiết để tiến hành thực hiện các thống kê kiểm định tiếp theo.
38
2.2.2 Kết quả kiểm định Engle-Granger:
Như đã giải thích ở trên, kỹ thuật Engle-Granger là một kỹ thuật dựa trên phần dư. Để có được giá trị phần dư, lúc đầu, tơi chạy hồi quy của chỉ số giá chứng khoán VN-Index trên từng yếu tố kinh tế vĩ mơ. Các phép hồi quy được trình bày như sau: ∑ (2.11) ∑ (2.12) ∑ (2.13) ∑ (2.14) ∑ (2.15) Trong đó:
: chỉ số giá chứng khoán VN-Index;
EX, IN, MO, RD, RL: tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát, cung tiền, lãi suất tiền gửi và lãi suất cho vay tương ứng;
: phần dư;
i trong chỉ số dưới dòng (t-i) đại diện cho độ trễ của mỗi biến độc lập tương
ứng với mỗi cổ phiếu. Độ trễ tối ưu được xác định bởi chuẩn Akaike Information Criterion (AIC).
Các phần dư thu được từ phương trình hồi quy (2.11) đến (2.15) sau đó được xem xét bằng cách kiểm định nghiệm đơn vị như phần 2.2.1 với giả thuyết như sau:
H0: = 0 (Phần dư của phương trình là một chuỗi khơng dừng).
H1: < 0 (Phần dư của phương trình là một chuỗi dừng).
Kết quả của đồng liên kết bằng cách sử dụng phương pháp kiểm định hồi qui của Engle-Granger cho chỉ số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) được trình bày trong bảng 2.3 tương ứng.
39
Bảng 2.3 - Kết quả kiểm định Enlge - Granger giữa chỉ số VN-Index và các biến kinh tế vĩ mô:
Biến số Hệ số ƣớc lƣợng Kiểm định ADF (phần dƣ
EX 8.871006 0.006* -0.276886 IN 6.137322 0.0089* 0.154635 MO 0.019592 0.0206** 0.221801 RD 6.285812 0.0068* 0.044771 RL 6.347505 0.0062* 0.080064
Ghi chú: * , ** là ký hiệu ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1% và 5%.
EX: tỷ giá hối đoái; IN: tỷ lệ l m phát; MO: cung tiền; RD: lãi suất tiền gửi; RL: lãi suất cho vay.
Như vậy, hàm hồi quy thể hiện mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán VN-Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô lần lượt sẽ là:
Kết quả kiểm định phần dư (Residual) cho thấy từng cặp biến số trên đều bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa lần lượt 1% và 5% cho nên sẽ chấp nhận giả thuyết
40
H1 tức phần dư của phương trình là một chuổi dừng. Do đó, kết luận rằng có sự đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình hồi quy.
Mơ hình hồi quy đồng liên kết chỉ rõ có mối liên kết giữa hai biến số phân tích. Chỉ có hệ số ước lượng tỷ giá hối đối mang dấu âm (-0.276886), các biến còn lại đều mang dấu dương. Từ bảng kết quả ta có thể nói:
Tỷ giá hối đối tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index giảm trung bình khoảng 0.28% điểm.
Tỷ lệ lạm phát tăng 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng trung bình 0.15% điểm.
Cung tiền tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng trung bình khoảng 0.2% điểm.
Lãi suất tiền gửi tăng lên 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN- Index tăng lên trung bình 0.04% điểm.
Lãi suất cho vay tăng 1% sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN-Index tăng lên trung bình 0.08% điểm.
Như vậy, tất cả các biến kinh tế vĩ mô (tỷ giá hối đoái, lạm phát, cung tiền, lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay) và chỉ số giá chứng khốn VN-Index có quan hệ đồng liên kết.
Tuy nhiên, kết quả của mối quan hệ cân bằng dài hạn này cần được giải thích một cách thận trọng hơn bằng cách sử dụng kỹ thuật Johansen (Johansen 1991), được trình bày trong phần tiếp theo.
2.2.3 Kết quả kiểm định Johansen:
Như đã trình bày tại 2.2.1, tất cả 6 biến được lựa chọn đều không dừng tại mức nhưng dừng tại sai phân bậc 1 với mức ý nghĩa 1%. Do đó, mục đích của phần này là sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen để xác định xem với 6 biến khơng dừng trong mơ hình có bao nhiêu tổ hợp tuyến tính của các biến này là dừng. Nói cách khác, về mặt kinh tế nghĩa là tồn tại bao nhiêu mối quan hệ cân bằng trong dài
41
hạn. Để thực hiện điều này chúng ta sử dụng các giả thuyết cho hai kiểm định thống kê sau:
Kiểm định Trace:
H0: Có r mối quan hệ đồng liên k t (r = 0, 1, 2,…5) H1: Có (r + 1) mối quan hệ đồng liên k t
Kiểm định giá trị riêng cực đại:
H0: Có nhiều nhất r mối quan hệ đồng liên k t (r = 0, 1, 2,…5) H1: Có nhiều hơn r mối quan hệ đồng liên k t
Khi kiểm định đồng liên kết Johansen không cho phép tự động nhận độ trễ, Vì vậy, ta cần phải xác định độ trễ tối ưu cho mơ hình bằng cách sử dụng mơ hình VAR cho các biến VNI, EX, IN, MO, RD và RL tại mức (không phải dữ liệu sai phân). Để làm được điều này, chương trình Eviews cho phép ước lượng mơ hình VAR với bậc trễ bắt đầu từ 9 và hạ dần cho đến 1.
2.2.3.1 Xác đ nh độ trễ tối ưu cho mô hình: