2.4 Đo lường ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng
2.4.4.2 Kiểm định đa cộng tuyến
Bảng 2.6. Ma trận hệ số tương quan giữa các biến độc lập
Đơn vị tinh: không đơn vị
IO CPI IR EX M2 CR IO 1.000000 0.544318 0.521695 0.790210 -0.470666 -0.135472 CPI 0.544318 1.000000 0.756618 0.765538 -0.897429 -0.492330 IR 0.521695 0.756618 1.000000 0.947522 -0.559428 -0.089528 EX 0.790210 0.765538 0.947522 1.000000 -0.594628 -0.093436 M2 -0.470666 -0.897429 -0.559428 -0.594628 1.000000 0.699254 CR -0.135472 -0.492330 -0.089528 -0.093436 0.699254 1.000000 (Nguồn: phần mềm Eviews)
Căn cứ vào bảng ma trận hệ số tương quan trên cho thấy các biến độc lập có
mối tương quan khá chặt với nhau, đó là: (i) biến giá trị sản xuất cơng nghiệp (IO) có
tương quan dương với biến tỷ giá hối đoái (EX) với hệ số tương quan là 0.79 và (ii)
biến tỷ lệ lạm phát (CPI) có mối tương quan chặt với biến tỷ giá hối đoái (EX), với
biến lãi suất (IR) và biến cung tiền (M2). Như vậy, nhiều khả năng có hiện tượng đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong mơ hình ước lượng.
*Dùng hồi qui phụ: Ước lượng hàm hồi qui theo phương trình: CPIt = C + IOt + IRt + EXt + M2t + CRt+ ut (2.2)
Bảng 2.7. Kết quả ước lượng hồi qui của phương trình (2.2)
Đơn vị tính: %
Hệ số ước lượng Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất P
Hệ số cắt 20.85430 14.06693 1.482506 0.1486 IO -0.000191 6.65E-05 -2.877766 0.0073 IR 1.237437 0.408081 3.032330 0.0050 EX 0.000316 0.000882 0.358231 0.7227 M2 -0.756380 0.115068 -6.573335 0.0000 CR 0.013518 0.065915 0.205085 0.8389 R2 R2adj F DW N 0.9225 0.9096 71.46 0.638 36
Các thông số như Sai số chuẩn của ước lượng của các biến là thấp, trong khi lại
có R2 rất cao, lên tới 0.92. Với các dấu hiệu trên có thể khẳng định có hiện tượng đa
cộng tuyến khơng hồn hảo trong các biến giải thích của phương trình hồi qui (2.2). Do
đó, các kết quả của phương trình ước lượng sẽ khơng cịn chính xác nữa.
Dựa vào ma trận hệ số tương quan và kết quả kiểm định hồi qui phụ nhận thấy có 2 biến độc lập tương quan khá chặt với các biến còn lại là biến CPI và biến EX. Do
đó tiến hành kiểm định bỏ bớt các biến này ra khỏi mơ hình để loại bỏ ảnh hưởng của đa cộng tuyến. Kết quả thu được như sau:
Bỏ bớt biến CPI trong phương trình (2.1):
Bảng 2.8. Kết quả kiểm định bỏ biến CPI trong phương trình (2.1)
Đơn vị tính: khơng Value df Probability t-statistic 0.757571 29 0.4548 F-statistic 0.573914 (1, 29) 0.4548 Likelihood ratio 0.705487 1 0.4009 (Nguồn: phần mềm Eviews, phụ lục 9.1)
Với p-value = 0,4548 cho thấy rằng việc bỏ bớt biến CPI là một việc cần thiết phải thực hiện.
Bỏ cả biến CPI và EX trong phương trình (2.1)
Bảng 2.9. Kết quả kiểm định bỏ biến CPI và EX phương trình (2.1)
Đơn vị tinh: không
Value df Probability
F-statistic 0.781370 (2, 29) 0.4672
Likelihood ratio 1.889489 2 0.3888
(Nguồn: phần mềm Eviews, phụ lục 9.2)
Với p-value = 0,4672 cho thấy rằng việc bỏ bớt biến CPI và biến EX không làm cho mức độ giải thích của mơ hình bị giảm đáng kể.
Bảng 2.10. Kết quả ước lượng sau khi bỏ 2 biến phương trình (2.1)
Đơn vị tính: tỷ đồng, %, điểm
Hệ số ước lượng Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất P
Hệ số cắt -68.81363 77.20313 -0.891332 0.3796 IO 0.006363 0.001382 4.605251 0.0001 IR -12.52848 5.276978 -2.374176 0.0240 M2 4.019018 2.234067 1.798969 0.0818 CR 5.537137 1.318921 4.198233 0.0002 R2 R2adj F DW N 0.7672 0.7371 25.54 1.1206 36 (Nguồn: phần mềm Eviews, phụ lục 10)
Sau khi bỏ bớt 2 biến CPI và EX trong phương trình (2.1) thì tất cả các biến độc lập ngoại trừ biến Cung tiền M2 có ý nghĩa ở mức thống kê 10%, cịn lại đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 2%. Do đó, có thể nói rằng việc bỏ bớt 2 biến CPI và EX làm cho mơ hình ước lượng trở nên tốt hơn.
Khi đó, Phương trình (2.1) có dạng như sau:
VNIt = -68,813 + 0,0063IOt – 12,528IRt + 4,0190M2t + 5,5371CRt + ut (2.3) 2.4.4.3 Kiểm định phương sai thay đổi
Tiến hành kiểm định White đối với các phương trình hồi quy sau khi đã loại bỏ biến gây ra đa cộng tuyến, thu được kết quả như sau:
Bảng 2.11. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi phương trình (2.3)
Đơn vị tính: khơng
F-statistic 2.193240 Prob. F(14,21) 0.0504
Obs*R-squared 21.37869 Prob. Chi-Square(14) 0.0923
Scaled explained SS 8.096125 Prob. Chi-Square(14) 0.8843
(Nguồn: phần mềm Eviews, phụ lục 11)
Với p-value = 0.0923 nên ở mức ý nghĩa 5% khơng có hiện tượng phương sai
2.4.5 Mơ hình ước lượng tối ưu
Phương trình (2.3):
VNIt = -68,813 + 0,0063IOt – 12,528IRt + 4,0190M2t + 5,5371CRt + ut là phương
trình tối ưu dùng để ước lượng tác động của các biến độc lập đến chỉ số giá chứng
khoán VNI – Index.
Trong phương trình (2.3) có R2 hiệu chỉnh bằng 0.7371 cho thấy 4 biến số kinh tế vĩ mơ đã giải thích được khoảng 73,71% sự thay đổi của biến chỉ số giá chứng
khoán VN – Index. Điều này cho thấy chỉ số giá chứng khoán VN – Index còn phụ
thuộc vào các biến kinh tế vĩ mô khác như giá xăng dầu, chính sách thuế…và chỉ số giá chứng khoán ở các giai đoạn trước. Ngoài ra, chỉ số giá chứng khoán Việt Nam thời gian qua chịu ảnh hưởng rất lớn từ tâm lý đám đông, đầu tư dưới hình thức đầu cơ là chủ yếu và đặc biệt là sự chi phối một số cổ phiếu có giá trị vốn hóa lớn của các Quỹ
đầu tư chỉ số. Chính vĩ lẽ đó, chỉ số giá chứng khoán VN – Index đã biến động khá
phức tạp.
Với kết quả này cho thấy các biến sản lượng công nghiệp, lãi suất, cung tiền và
tăng trưởng tín dụng đã tác động đến chỉ số giá chứng khoán. Các hệ số ước lượng
trong mơ hình hồi qui là hệ số góc của chỉ số giá chứng khốn theo các biến kinh tế vĩ mô. Nếu các yếu tố khác khơng đổi thì:
Giá trị sản lượng công nghiệp tăng 1 tỷ đồng/tháng sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN – Index tăng 0.0063 điểm.
Lãi suất liên ngân hàng tăng 1%/năm sẽ làm cho chỉ số giá chứng khoán VN –
Index giảm 12,52 điểm.
Cung tiền tăng 1% so với cùng kỳ năm trước sẽ làm cho chỉ số giá chứng khốn VN – Index tăng 4,019 điểm.
Tăng trưởng tín dụng tăng 1% so với cùng kỳ năm trước sẽ làm cho chỉ số giá
chứng khoán VN – Index tăng 5,53 điểm.
Sản lượng công nghiệp tác động dương đến chỉ số giá chứng khoán, một sự gia
tăng lên hay giảm xuống trong sản lượng công nghiệp cũng sẽ làm cho chỉ số giá
chứng khoán thay đổi với tỷ lệ tương ứng. Khi sản lượng công nghiệp tăng lên khiến nền kinh tế khởi sắc hơn. Khi đó thu nhập của các doanh nghiệp cũng sẽ tăng lên, điều này giúp cho doanh nghiệp gia tăng cổ tức cũng như cổ tức được chia sẽ tăng lên dẫn
đến giá chứng khốn tăng theo. Ngồi ra, nhu cầu đầu tư của doanh nghiệp cũng tăng lên, cùng với nó là kỳ vọng của nhà đầu tư về nền kinh tế trở nên lạc quan hơn. Tất cả
điều này góp phần làm cho giá chứng khoán của các doanh nghiệp tăng lên, qua đó chỉ
số giá chứng khốn tăng.
Lãi suất liên ngân hàng là biến đại diện cho hệ thống ngân hàng nói riêng và
thị trường tài chính nói chung. Kết quả phân tích cho thấy giữa lãi suất và chỉ số giá chứng khốn có mối quan hệ nghịch biến rất mạnh. Điều này là phù hợp với lý thuyết kinh tế bởi khi lãi suất tăng sẽ dẫn đến chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp cao hơn, dẫn đến lợi nhuận của doanh nghiệp giảm đi khiến cho tỷ lệ cổ tức giảm và giá chứng khoán giảm kéo theo sự sụt giảm của chỉ số giá chứng khốn. Ngồi ra, khi lãi suất
tăng dẫn đến người dân và các doanh nghiệp có xu hướng gửi tiền vào ngân hàng, hưởng lãi thay vì đầu tư vào hoạt động sản xuất kinh doanh. Điều này khiến cho chứng
khốn khơng cịn là kênh đầu tư hấp dẫn trong so sánh tương quan với kênh tiết kiệm nữa, chính vì lẽ đó cầu về chứng khốn giảm và dẫn đến kết quả tất yếu là chỉ số giá chứng khoán giảm.
Cung tiền là nhân tố trực tiếp và quan trọng tác động làm thay đổi cung về vốn
trên thị trường tài chính, từ đó làm thay đổi lãi suất, lạm phát và tỷ giá hối đoái. Cung tiền tăng lên cũng đồng nghĩa với cung về vốn tăng lên dẫn đến tiền lưu thông trong
nền kinh tế nhiều hơn, khi nền kinh tế có nhiều lượng tiền lưu thơng hơn làm cho lãi
suất giảm, kích thích đầu tư khiến cho tổng cầu tăng, thúc đẩy các doanh nghiệp mở
rộng sản xuất kinh doanh và người dân tăng cường tiêu dùng. Qua đó, tạo ra những tác
động tích cực đối với thị trường chứng khốn và ngược lại khi cung tiền giảm sẽ khiến
khoán giảm. Trong các nhân tố kinh tế vĩ mô đã đề cập, cung tiền là nhân tố có ảnh hưởng trực tiếp đến các nhân tố cịn lại như sản lượng cơng nghiệp, lãi suất, tỷ giá, lạm phát, tăng trưởng tín dụng. Do đó, ảnh hưởng của cung tiền đến chỉ số giá chứng khốn thường được thể hiện thơng qua tác động của các biến số kinh tế vĩ mô này đến chỉ số
giá chứng khốn.
Tăng trưởng tín dụng thể hiện lượng tiền cho vay của hệ thống các NHTM của
kỳ này so với cùng kỳ năm trước. Cũng giống như cung tiền, một sự thay đổi trong
tăng trưởng tín dụng sẽ ảnh hưởng đến lãi suất và cung về vốn trên thị trường. Khi tăng trưởng tín dụng tăng lên cũng đồng nghĩa với cung về vốn tăng lên dẫn đến nền kinh tế
và các doanh nghiệp sẽ có nhiều nguồn vốn hơn để đầu tư, mở rộng hoạt động kinh
doanh. Qua đó, tạo ra những tác động tích cực đối với thị trường chứng khốn và ngược lại, khi tăng trưởng tín dụng giảm sẽ khiến dịng tiền tín dụng cung ứng cho nền
kinh tế bị thu hẹp lại, khiến cho lãi suất tăng, tổng cầu giảm và làm cho chỉ số giá chứng khoán giảm.
Kết luận chương 2
Trong chương 2 đã phân tích các giai đoạn của thị trường chứng khốn Việt
Nam, biểu hiện thơng qua chỉ số giá chứng khốn VN – Index.
Bên cạnh đó đã minh họa bằng đồ thị mối quan hệ giũa các biến số kinh tế vĩ mô với chỉ số giá chứng khốn để thấy được cái nhìn trực quan hơn về mối tương quan này.
Cuối cùng, bằng mơ hình ước lượng và các phép kiểm định, khẳng định có mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mơ với chỉ số giá chứng khốn với 4 biến kinh
tế vĩ mô gồm giá trị sản xuất công nghiệp, lãi suất liên ngân hàng, cung tiền và tăng
trưởng tín dụng. Tuy nhiên, vẫn còn nhiều yếu tố chi phối biến động của chỉ số giá
chứng khoán Việt Nam – chỉ số của một thị trường mới nổi – nơi mà tâm lý đám đông
CHƯƠNG 3. GIẢI PHÁP NHẰM HẠN CHẾ SỰ TÁC
ĐỘNG BẤT THƯỜNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ
VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Các kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy các biến vĩ mô như giá trị sản
xuất công nghiệp, lạm phát, lãi suất, tỷ giá hối đoái, cung tiền, tăng trưởng tín dụng đã
giải thích được 73,71% biến động của chỉ số VN – Index. Ngoài ra chỉ số giá chứng
khốn Việt Nam cịn phụ thuộc vào những nhân tố khác. Do đó, việc dự báo các nhân tố kinh tế vĩ mô là một trong những việc đầu tiên cần thực hiện trước khi quyết định
đầu tư chứng khốn. Muốn vậy, cần có nhiều giải pháp nhằm giúp cho việc dự báo các
nhân tố kinh tế vĩ mơ được chính xác và hạn chế được những tác động bất thường của các nhân tố kinh tế vĩ mơ đến chỉ số giá chứng khốn Việt Nam.
Các nhân tố kinh tế vĩ mô là các nhân tố kinh tế cơ bản của một nền kinh tế và chịu sự chi phối chủ yếu bởi các chính sách tài khóa, chính sách tiền tệ cũng như là các
chính sách liên quan đến tỷ giá hối đối. Do đó, để đảm bảo được tính ổn định của các
nhân tố kinh tế vĩ mơ thì các chính sách tài khóa, tiền tệ, tỷ giá hối đối cũng cần phải
ổn định và nhất quán. Để tránh gây ra những cú sốc bất ngờ, các chính sách kinh tế vĩ
mô cần phải được điều hành theo nguyên tắc cân bằng thị trường tài chính thay vì các
biện pháp hành chính. Cân bằng thị trường tài chính ở đây là sự phát triển đồng bộ,
hiệu quả thị trường tài chính dựa trên 3 trụ cột là thị trường tiền tệ, TTCK và thị trường ngoại hối trên nền tảng là sự phối hợp hài hịa giữa mục tiêu chính sách tiền tệ với các chính sách kinh tế khác, đặc biệt là chính sách tài khóa và ổn định cán cân thanh tốn.
3.1 Chính sách tiền tệ phải được điều hành độc lập bởi NHNN
Chính sách tiền tệ liên quan đến vấn đề cung tiền, tỷ giá, lãi suất được quyết định bởi NHNN. Theo kinh nghiệm của các quốc gia trên thế giới, việc cải cách nhằm tăng cường quyền tự chủ cho các NHNN của một quốc gia đóng vai trò quan trọng
trong việc kiềm chế lạm phát. Do vậy, kinh nghiệm này nên được áp dụng đối với Việt Nam.
Về cơ chế vận hành của NHNN:
Trước hết cần có cơ sở pháp lý giúp NHNN có thể độc lập tương đối trong
việc xây dựng chính sách tiền tệ, tách rời hoạch định chính sách với q trình bầu cử
cơ quan lập pháp hoặc hành pháp.
Thứ hai, NHNN cần được độc lập trong hoạt động quản lý và điều hành chính
sách tiền tệ từ việc thiết lập lãi suất đến việc sử dụng các cơng cụ chính sách tiền tệ khác mà khơng có sự can thiệp của Chính phủ.
Ngoài ra, NHNN nên được ủy nhiệm rõ ràng trong mục tiêu theo đuổi tăng trưởng hay kìm chế lạm phát. Bên cạnh đó, việc quy trách nhiệm trong điều hành chính
sách cũng là cần thiết để tránh tình trạng thiếu nhất quán giữa các cơ quan điều hành chính sách bởi điều này rất dễ gây ra những cú sốc về chính sách khơng chỉ đối với tâm lý của
người dân mà còn tác động đến quá trình hoạch định ngân sách của các doanh nghiệp.
Bản thân NHNN phải nâng cao độ tin cậy, trách nhiệm bằng cách cố gắng đạt
được các mục tiêu chính sách đề ra và minh bạch trong việc công bố các số liệu thống
kê về cung tiền, dự trữ ngoại hối... và cần phát tín hiệu thường xuyên về điều hành
chính sách sao cho thị trường có thể dự báo được, tránh gây sốc.
Về cơ chế điều hành lãi suất:
Lãi suất cần phải được điều hành dựa trên quan hệ cung – cầu về vốn trên thị
trường. Nếu không điều hành lãi suất theo cơ chế thị trường thì chính sách cung tiền đối với lãi suất khơng cịn ý nghĩa, khi đó cung tiền tăng chưa hẳn đã đưa đến lãi suất
giảm và như thế các kỳ vọng của chính sách cũng khó đạt được và sự tin tưởng của nhà
đầu tư đối với chính sách của Chính phủ và NHNN giảm đi. Tuy nhiên, trong ngắn hạn
tại những thời điểm mà lãi suất q cao thì NHNN có thể có những biện pháp can thiệp kịp thời nhằm làm cho lãi suất cao không kéo dài, chẳng hạn như ban hành cơ chế trần lãi suất cho vay.
Cung ứng tiền tệ phải được xem là công cụ quan trọng trong việc điều tiết lãi
suất thị trường. Do đó, cần phải có các giải pháp thúc đẩy thị trường mở phát triển một cách có hiệu quả. Thơng qua đó, việc bơm, hút tiền mới được thực hiện một cách nhanh
chóng, từ đó kết quả của chính sách, nhất là về lãi suất, tỷ giá đạt được như mong muốn,