Bảng 2 .3 Xác định độ trễ tối ƣu sử dụng trong mơ hình Var
Bảng 2.6 Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa các biến số
Lags: 3
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
OP does not Granger Cause VNI 75 5.02267* 0.0033
VNI does not Granger Cause OP 1.27520 0.2899
M2 does not Granger Cause VNI 75 0.97939 0.4077
VNI does not Granger Cause M2 0.52688 0.6653
IR does not Granger Cause VNI 75 4.42996* 0.0066
VNI does not Granger Cause IR 0.87937 0.4563
EX does not Granger Cause VNI 75 0.73719 0.5335
VNI does not Granger Cause EX 1.62832 0.1909
CPI does not Granger Cause VNI 75 0.58582 0.6264
VNI does not Granger Cause CPI 1.33045 0.2717
GP does not Granger Cause VNI 75 0.13035 0.9417
VNI does not Granger Cause GP 0.19542 0.8992
IPI does not Granger Cause VNI 75 1.27864 0.2887
VNI does not Granger Cause IPI 0.84695 0.4730
Chi chú: * tại mức ý nghĩa 1%
Bảng trên cho ta thấy rằng: chỉ có nhân tố giá dầu và lãi suất là có ảnh hưởng 1 chiều đến chỉ số giá chứng khốn và chỉ số giá chứng khốn thì khơng có tác động ngắn hạn tới bất kỳ nhân tố vĩ mơ nào. Kết quả trên có thể được lý giải như sau:
- Đối với nhân tố lãi suất: giả thuyết lãi suất không tác động Granger đến
tin lãi suất sẽ ảnh hưởng tới giá chứng khốn. Điều này là hồn tồn phù hợp với thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua. Khi lãi suất (cụ thể trong bài nghiên cứu là lãi suất tiền gửi) thay đổi thì sẽ tác động trực tiếp tới hành vi của nhà đầu tư và như vậy sẽ ảnh hướng luồng tiền chảy vào thị trường chứng khoán.
- Với nhân tố giá dầu: kiểm định Granger cho thấy những thay đổi trong giá
dầu trong ngắn hạn có ảnh hưởng tới thị trường chứng khoán Việt Nam. Điều này có thể giải thích rằng: do Việt Nam vẫn chủ yếu nhập khẩu xăng dầu, nên khi giá dầu thế giới thay đổi sẽ làm thay đổi giá bán xăng trong nước, chi phí đầu vào của các ngành kinh kế bị ảnh hưởng tức thời nên trong ngắn hạn biến số giá dầu sẽ ảnh hưởng tới thị trường chứng khoán. - Các nhân tố cịn lại như chỉ số sản xuất cơng nghiệp, lạm phát, cung tiền,
tỷ giá hối đối, giá vàng: thì lại khơng gây ảnh hưởng trong ngắn hạn đối
với thị trường chứng khoán.
Cung tiền mở rộng: đây là chỉ số ít được cơng bố rộng rãi và nhà đầu tư thường ít quan tâm tới chỉ số này. Vì thực tế, chỉ tiêu này chỉ là kết quả của việc thực hiện các chính sách tài chính liên quan, và nhà đầu tư thường đã phản ứng tức thời khi có những thay đổi về thông tin tài chính (tỷ giá, lãi suất).
Nhân tố chỉ số sản xuất công nghiệp: Việt Nam là nước có nền kinh tế cơng nghiệp chưa phát triển mạnh, nên sản xuất công nghiệp chưa chiếm tỷ trọng đủ lớn để đo lường hoạt động của nền kinh tế. Do đó, trong ngắn hạn thông tin về sản xuất công nghiệp không ảnh hưởng tới TTCK là phù hợp.
Điều đáng nói ở đây, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng lạm phát và giá vàng trong ngắn hạn không tác động tới TTCK, điều này chưa phù hợp về mặt lý thuyết và thực tế tại thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua. Nhưng cũng từ kết quả kiểm định Granger có thể thấy là thơng tin lạm phát và giá vàng có ảnh hưởng trực tiếp tới lãi suất. Vì
vậy có thể hiểu tại thị trường Việt Nam, các thông tin về lạm phát, giá vàng sẽ được phản ánh trực tiếp vào lãi suất và từ đó ảnh hưởng tới TTCK.
Kết quả Granger cũng cho thấy, trong ngắn hạn biến số VNI khơng có bất kỳ ảnh hưởng nào tới các nhân tố kinh tế vĩ mô. Như vậy, TTCK chưa hiệu quả về mặt thông tin và chưa thể trở thành chỉ báo hàng đầu cho nền kinh tế như ở một số nước trên thế giới. Điều này, cũng phù hợp với thị trường Việt Nam vì: TTCK Việt Nam hoạt động khoảng 12 năm, quy mơ thị trường cịn nhỏ nên mức ảnh hưởng của thị trường tới các hoạt động kinh tế là cịn thấp. Bên cạnh đó, tại Việt Nam vấn đề về cơng bố thơng tin vẫn cịn tồn tại nhiều vấn đề nên kết quả giao dịch chưa phản ánh đúng năng lực của các công ty mà chủ yếu là do đầu cơ và ảnh hưởng tâm lý bầy đàn. Do đó, hiện tại TTCK Việt Nam chưa thể là chỉ báo hàng đầu cho ngành kinh tế và điều hành chính sách.
2.4.5 Kết quả kiểm định mơ hình Var
Theo kết quả hồi quy của mơ hình Var, có 8 phương trình được sử dụng trong nghiên cứu này (chi tiết xem Phụ lục đính kèm). Sau đây, chúng ta sẽ xem xét phương trình thể hiện mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khốn với độ trễ của chính nó và độ trễ của các nhân tố kinh tế vĩ mô khác.
Bảng 2.7: Kết quả hồi quy mơ hình Var
Variables DVNI Variables DVNI
DVNI(-1) 0.419524* DEX(-1) 1.313897 [2.76148] [1.06880] DVNI(-2) -0.142672 DEX(-2) 0.879083 [-1.05953] [0.72701] DVNI(-3) -0.136537 DEX(-3) -1.027753 [-1.09250] [-0.84760] DOP(-1) -0.251252 DCPI(-1) 0.146324 [-1.57311] [0.05936] DOP(-2) 0.572198* DCPI(-2) -3.261749
[3.17692] [-1.30001] DOP(-3) -0.044155 DCPI(-3) -0.217899 [-0.21718] [-0.10057] DM2(-1) -0.821660 GP(-1) -0.094146 [-1.29658] [-0.34233] DM2(-2) -1.012529 GP(-2) -0.460528 [-1.43871] [-1.44679] DM2(-3) 0.411573 GP(-3) 0.396004 [0.58238] [1.51360] DIR(-1) 1.271141 IPI(-1) 0.089642 [0.86851] [0.32848] DIR(-2) -0.133407 IPI(-2) -0.052578 [-0.09393] [-0.19365] DIR(-3) -2.447386*** IPI(-3) 0.269423 [-1.76347] [1.01129] C -0.364091 [-0.35622]
R-squared 0.513290 Log likelihood 81.42129 Adj. R-squared 0.279670 Akaike AIC -1.504568 Sum sq. resids 0.500763 Schwarz SC -0.732072 S.E. equation 0.100076 Mean dependent -0.004831 F-statistic 2.197110 S.D. dependent 0.117914 Determinant resid covariance (dof adj.) 6.27E-26
Determinant resid covariance 2.44E-27 Log likelihood 1446.480 Akaike information criterion -33.23947 Schwarz criterion -27.05951
Ghi chú: [ ]: t-statistics
Trong mơ hình nghiên cứu trên, giá trị t-statistic tại các mức ý nghĩa lần lượt là: t-statistic value: 1% - 2.639; 5% - 1.990 ,10% - 1.664
|t kiểm định| > |t(, n-k)| => bác bỏ Ho (Ho : hệ số khơng có ý nghĩa thống kê) Theo kết quả ở bảng trên ta thấy, chỉ có biến DVNI(-1), DOP(-2) và DIR(-3) là có thể giải thích được cho những thay đổi trong chỉ số giá chứng khốn một cách có ý nghĩa. Phương trình có thể được viết lại như sau:
DVNI = 0,42 * DVNI(-1) + 0,57 * DOP(-2) – 2,48* DIR(-3)
Theo phương trình trên, trong khoảng thời gian từ 01/2006 đến 07/2012, khi chỉ số VNI tăng 1% thì 1 tháng sau nó sẽ làm tăng 0,42% trong VNI. Nếu giá dầu tăng 1% thì hai tháng sau nó sẽ làm VNI tăng 0,57% và nếu tăng lãi suất lên 1% sẽ dẫn tới 3 tháng sau VNI sẽ giảm 2,48%.
2.4.6 Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition)
Phân tích phân rã phương sai nhằm xác định lượng thơng tin của mỗi biến góp phần vào việc giải thích sự biến động của chỉ số VNI trong mối quan hệ cân bằng động ngắn hạn.
Bảng 2.8: Kết quả phân tích phân rã phƣơng sai
Period DVNI DOP DM2 DIR DEX DCPI GP IPI
1 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 89.65229 4.689842 3.000087 1.096635 1.273402 0.044209 0.100357 0.143178 3 70.32740 8.360470 9.056835 1.840047 1.169063 3.343516 5.790322 0.112347 4 62.10744 9.543331 7.775482 5.961666 1.636535 5.351843 6.423050 1.200650 5 60.85371 9.648842 7.616541 6.312509 1.641005 5.646279 6.557738 1.723381 6 58.79741 12.13786 7.609327 6.094389 1.601415 5.685936 6.337489 1.736168 7 56.92455 12.10544 7.409870 6.414637 1.964588 7.080622 6.130569 1.969724 8 56.03885 12.22010 7.333237 6.351218 2.223320 7.723376 6.113976 1.995929 9 55.45815 12.77386 7.229387 6.384566 2.206639 7.776692 6.057528 2.113180 10 54.99718 13.37450 7.219758 6.347311 2.196699 7.770096 5.998406 2.096056 11 54.78364 13.44410 7.243207 6.351158 2.191892 7.861213 6.013586 2.111207 12 54.59490 13.46750 7.320215 6.331911 2.245131 7.914420 6.011629 2.114288
Bảng trên chỉ trình bày phương sai phân rã của biến VNI vì mục đích của bài nghiên cứu là đo lường mức độ ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán.
Theo kết quả trên, trong khoảng thời gian ngắn (1- 2 tháng), những thay đổi trong chỉ số giá chứng khoán bị ảnh hưởng chủ yếu từ dữ liệu quá khứ của chính nó hơn là phụ thuộc vào những nhân tố khác. Điều đó cho thấy rằng, TTCK phản ứng khá chậm trước những thông tin kinh tế vĩ mô.
Xét trong khoảng thời gian 2 tháng, chỉ số VN-Index bị ảnh hưởng chủ yếu từ những cú sốc của chính nó (89,7%), tiếp đến là giá dầu (4,7%), cung tiền (3%), tỷ giá hối đoái (1,3%), lãi suất (1,1%), chỉ số sản xuất công nghiệp (0,14%), GP (0,1%) và cuối cùng là lạm phát (0,04%).
Một điều đáng nói là, lạm phát trong ngắn hạn lại ít ảnh hưởng tới những thay đổi của chỉ số giá chứng khốn (tháng 2 là 0,04%). Lạm phát có khuynh hướng khơng theo kịp sự thay đổi trong thời gian đầu của năm, nhưng đến thời điểm cuối năm lạm phát là biến cũng góp phần đáng kể vào những thay đổi của chỉ số chứng khốn (trong thời gian 12 tháng thì hệ số giải thích của nó là 7,9% chỉ đứng sau VNI và giá dầu).
Qua các thời kỳ, loại trừ ảnh hưởng của chính mình thì chỉ số chứng khốn bị tác động chủ yếu bởi: giá dầu và cung tiền (thời gian từ 1-7 tháng); giá dầu và lạm phát (từ 8-12 tháng).
Ví dụ về thị trường Việt Nam để thấy được ảnh hưởng của cung tiền đến chỉ số giá chứng khoán trong ngắn hạn: Ngày 28/05/2007, thấy tín hiệu tiền thừa trong lưu thông,Thống đốc Ngân hàng đã ra quyết định tăng dự trữ lên gấp đơi (chính sách tiền tệ thắt chặt). Theo tính tốn của một số chuyên gia ngân hàng thì số tiền sẽ bị hút trở lại về NHNN bởi biện pháp này sẽ lên tới khoảng 40.000 – 50.000 tỷ đồng. Diễn biến của VN-Index trong khoảng thời gian này, dường như ảnh hưởng của việc chính sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán
được thể hiện khá rõ. Sau khi đạt đỉnh cao ở mốc 1.107 điểm ngày 22/05/2007, TTCK giảm nhẹ (thơng tin NHNN thắt chặt chính sách tiền tệ có thể được giới đầu tư dự đốn trước). Đến ngày 28/05/2007, khi NHNN chính thức cơng bố chính sách thắt chặt tiền tệ thì TTCK liên tục giảm sâu. Sau đó, TTCK có xu hướng hồi phục, nhưng việc NHNN tiếp tục thực hiện một loạt các chính sách tiền tệ thắt chặt như: yêu cầu các Ngân hàng mua 20.300 tỷ đồng tín phiếu bắt buộc, tăng lãi suất cơ bản để kiềm chế lạm phát. Kể từ đó, xu hướng của VN-Index là xu hướng giảm, có thời điểm TTCK giảm sâu xuống mức 600 điểm.
2.4.7 Phân tích hàm phản ứng đẩy
Hàm phản ứng đẩy được sử dụng để xem xét sơ lược thời gian tác động từ cú sốc của mỗi biến trong mơ hình tới chỉ số VN-Index.
Kết quả kiểm tra hàm phản ứng tổng quát của các biến số kinh tế vĩ mô lên chỉ số VN-Index được biểu diễn ở biểu đồ 2.1:
Theo biểu đồ trên, chỉ số VN-Index chỉ chịu tác động đối với các nhân tố kinh tế vĩ mô trong ngắn hạn. Trong dài hạn (từ 10-24 tháng), chỉ số VN-Index hầu như không chịu tác động từ các nhân tố kinh tế vĩ mô.
Chỉ số VN-Index trong ngắn hạn chịu tác động mạnh của giá cổ phiếu giai đoạn trước đó, và mức độ này giảm dần qua các tháng, kể từ tháng thứ 12 thì chỉ số giá chứng khốn tại Việt Nam gần như độc lập với giai đoạn trước đó.
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DVNI
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DOP -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DM2 -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DIR
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DEX
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DCPI -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DVNI to GP -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to IPI
KẾT LUẬN
Với những phân tích về mặt lý thuyết mối quan hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và TTCK đã cho ta cái nhìn tổng thể về cơ chế tác động của chúng đến chỉ số giá chứng khoán và cũng đã cho thấy nhiều mặt của vấn đề. Khi ta thực hiện nghiên cứu ở góc độ này thì có tác động thuận lên thị trường chứng khoán, nhưng nếu nghiên cứu ở khía cạnh khác thì có thể sẽ cho tác động nghịch chiều.
Bên cạnh đó, các nghiên cứu thực nghiệm trước đây cũng chỉ ra rằng, mối tương quan giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô ở các nền kinh tế khác nhau là khác nhau. Mỗi nhân tố kinh tế vĩ mơ có thể tác động hoặc khơng tác động, có thể có mối tương quan đồng biến hoặc nghịch biến tới TTCK là tùy thuộc vào đặc thù của từng nền kinh tế và tùy thuộc vào giai đoạn mà tác giả nghiên cứu.
Mục đích của bài nghiên cứu là đo lường ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô: lãi suất, tỷ lệ lạm phát, cung tiền mở rộng, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái, giá dầu và giá vàng đến chỉ số giá chứng khoán (chỉ số VN-Index) trong giai đoạn từ tháng 01/2006 đến tháng 07/2012.
Tác giả đã sử dụng kiểm định đồng liên kết Jonhansen, kiểm định nhân quả Granger và phân tích phương sai phân rã để phân tích và đo lường ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mơ đến chỉ số giá chứng khốn. Kết quả phân tích như sau:
- Tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các nhân tố kinh tế vĩ mơ và chỉ số giá chứng khốn thị trường. Kết quả này là phù hợp với nhiều nghiên cứu của các tác giả như (Tunali, 2010) trên thị trường chứng khoán Thổ Nhĩ Kỳ, (Mohammad et al., 2009) trên thị trường chứng khoán Malaysia, ...
- Trong ngắn hạn, chỉ có 2 biến là có tác động nhân quả một chiều đến chỉ số giá chứng khốn, hai nhân tố đó là giá dầu và lãi suất. Kết quả này là phù hợp với thực tế thị trường chứng khốn Việt Nam trong thời gian qua vì đây là hai nhân tố có ảnh hưởng trực tiếp và nhanh chóng đến hành vi của nhà đầu tư. Do đó, sự thay đổi thông tin của hai nhân tố này sẽ được phản ánh ngay vào trong giá
chứng khoán. Các nhân tố cịn lại thì khơng có ảnh hưởng trực tiếp đến giá chứng khốn, điều này có vẻ khơng phù hợp về mặt lý thuyết và thực tế thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua. Do đó, tác giả cũng đã trình bày lý do có thể dẫn tới các kết quả khác biệt này. Điều đáng lưu ý khi kết quả cho thấy tỷ lệ lạm phát và giá vàng khơng có ảnh hưởng tới chỉ số giá chứng khốn, vì về mặt lý thuyết và thực tế thì chỉ số này được xem là có ảnh hưởng đáng kể. Nguyên nhân được tác giả lý giải có thể là do một trong hai nguyên nhân sau: (1) do tỷ lệ lạm phát và giá vàng có ảnh hưởng trực tiếp đến lãi suất (theo
kiểm định Granger) nên những thông tin về lạm phát và giá vàng sẽ được phản ánh vào lãi suất tức thời và từ đó mới ảnh hưởng tới chỉ số giá chứng khoán. (2) dữ liệu nghiên cứu của tác giả còn khá ngắn (chỉ từ năm 2006-nay) nên
chưa giải thích đúng bản chất của thị trường. Bên cạnh đó, dữ liệu giá vàng dùng để phân tích là dữ liệu thế giới, chưa thống kê được giá vàng trong dân cư nên sẽ dẫn tới những sai lệch giữa kết quả nghiên cứu và thực tế của thị trường.
- Kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy, chỉ số giá chứng khốn khơng có bất kỳ ảnh hưởng nào tới các nhân tố kinh tế vĩ mô. Nghĩa là, chỉ số giá chứng khốn khơng phải là chỉ báo tốt cho nền kinh tế. Điều này là hoàn toàn phù hợp tại Việt Nam vì TTCK Việt Nam cịn non trẻ, quy mơ thị trường cịn nhỏ, việc cơng bố thông tin trên thị trường cịn nhiều vấn đề nên những thơng tin trên TTCK chưa thể là nhân tố dự báo tốt cho các nhân tố vĩ mô và nền kinh tế.
- Kết quả mơ hình hồi quy Var cho thấy, giá dầu và chỉ số giá chứng khốn có mối quan hệ đồng biến với nhau. Trên thực tế, Việt Nam là nước có giá trị xuất khẩu dầu thô hàng năm tương đối lớn, do đó có thể lý giải rằng việc giá dầu tăng đã có