và lợinhuận thị trƣờng chứng khoán : Dẫn chứng từ Nigeria
2.2.4 Nghiên cứu của Gregorious, Kontonikas, MacDonald và Montagnol
thị trường Anh
Bài viếtnày xem xéttác động dự kiến vàbất ngờcủathay đổitỷ lệlãi suất trêntổng thể và lợi nhuận chứng khoánnghành trongVƣơng quốc Anh. CáccúsốcCSTT đƣợc tạo ra từsự thay đổi tronglãi suất LIBORbathángcủa đồng bảng Anh tronghợp đồngtƣơng lai. Thời kỳ mẫu chạy từ tháng 6 năm 1999 đến tháng 11 năm 2009 bằng cách sử dụng chuỗi thời gian và phân tích hồi quy theo dữ liệu bảng. Các tác giả nghiên cứu điều tra khả năng phá vỡ cấu trúc trong mối quan hệ giữa thay đổi lãi suất và lợi nhuận chứng khoán xung quanh cuộc khủng hoảng tín dụng gần đây. Bộ dữ liệu lợi nhuận chứng khoán ngành bao gồm bảy mƣơi tiểu ngành cơng nghiệp FTSE đƣợc hình thành từ 10 ngành cơng nghiệp cơ bản của Anh: dầu khí, vật liệu cơ bản, công nghiệp, hàng tiêu dùng, y tế, dịch vụ tiêu dùng, viễn thơng, tiện ích, tài chính, và công nghệ. Các tác giả đo lƣờng lợi nhuận cổ phiếu cho phân ngành i tại ngày t mà Ủy ban CSTT (MPC) họp, yit là sự khác biệt đầu tiên của hàm log tự nhiên trong giá đóng cửa hàng ngày của cổ phiếu (Sit): yit = 100 x (lnSit – ln Si, t-1). Lợi nhuận chứng khoán tổng hợp, , đƣợc đo lƣờng nhƣ là sự khác biệt đầu tiên của hàm log tự nhiên trong giá trị đóng cửa hàng ngày của chỉ số FTSE 100 (FTSEt):
) (2.18)
Sử dụng dữ liệu từ các hợp đồng tƣơng lai về lãi suất để lấy đƣợc các cú sốc CSTT. Cú sốc CSTT, iu, đƣợc tính bởi sự thay đổi trong lãi suất LIBOR ba tháng hợp đồng tƣơng lai của đồng bảng Anh giao dịch trên thị trƣờng Euronext / Liffe, so với ngày trƣớc cuộc họp của MPC hàng tháng:
- (2.19)
Trong đó là lãi suất hợp đồng tƣơng lai liên kết với hợp đồng hết hạn vào tháng diễn ra cuộc họp của MPC.
Cuối cùng, các tác giả đo lƣờng sự thay đổi lãi suất dự kiến , , nhƣ là thay đổi tỷ lệ lãi suất thực tế LIBOR ba tháng trừ đi thay đổi tỷ lệ lãi suất bất ngờ:
(2.20)
Thời gian mẫu điều tra là tháng 6 năm 1999 đến tháng 3 năm 2009, cung cấp cho họ với 119 cuộc họp của MPC, sẽ đƣợc dùng để đo kích thƣớc chuỗi thời gian trong việc phân tích bảng điều khiển.
Nghiên cứu thực nghiệm đƣợc thực hiện bằng cách hồi quy lợi nhuận của FTSE 100 dựa trên việc thay đổi tỷ lệ lãi suất mong đợi và bất ngờ:
(2.21)
Trong đó, đại diện cho các yếu tố khác hơn là CSTT có ảnh hƣởng đến TTCK vào những ngày diễn ra sự kiện. Kiểm tra trực quan của chuỗi số cịn lại từ mơ hình này cho thấy sự hiện diện của hai điểm rất tiêu cực vào tháng 08 - 2002 và tháng 10 – 11 năm 2008. Những quan sát này có liên quan đến thời kỳ suy thối TTCK năm 2002 và 2008. Đặc biệt, vào cuối mùa hè năm 2002, bong bóng „dot-com‟ bùng nổ bắt đầu đến giai đoạn cuối cùng của nó, trong khi năm 2008 đƣợc đặc trƣng bởi sự sụp đổ của Lehman Brothers ở đỉnh cao của khủng hoảng tín dụng. Để giải thích cho các tác động bên ngồi, họ làm tăng thêm cho mơ hình 2.19 hai biến giả:
(2.22)
Trong đó DLehmant bằng 1 trong tháng10 và tháng 11 năm 2008 và 0 nếu ngƣợc lại, và D2002t bằng 1 vào tháng 8 năm 2002 và 0 nếu ngƣợc lại.
Những phát hiện này có thể là kết quả của sự bất ổn định trong cấu trúc của TTCK phản ứng lại với những thay đổi trong CSTT. Thật vậy, từ sự khởi đầu của cuộc khủng hoảng tín dụng vào tháng tám năm 2007 trở đi, các chủ thể tham gia thị trƣờng vốn đã chứng kiến sự sụt giảm giá trị song song với cắt giảm mạnh lãi suất. Điều này cho thấy một sự tích cực, nhƣ trái ngƣợc với tiêu cựcthông thƣờng, kết hợp giữa lợi nhuận TTCK và những thay đổi lãi suất. Để giải thích cho sự thay đổi
cấu trúc có thể xảy ra trong cuộc khủng hoảng tài chính một biến giả đƣợc thêm vào để phản ảnh các yếu tố dự kiến và bất ngờ trong thay đổi CSTT:
(2.23)
Trong đó, DCrisist bằng 1 từ tháng 8 năm 2007 trở đi và 0 nếu ngƣợc lại.
Đặc biệt, phản ứng của TTCK cho cả thay đổi tỷ lệ lãi suất mong đợi và bất ngờ mang ý nghĩa tiêu cực trƣớc khi khủng hoảng tín dụng và tích cực trong suốt cuộc khủng hoảng tín dụng. Việc thêm vào biến giả có liên quan đến sự suy thoái TTCK năm 2002 và 2008 có ý nghĩa thống kê.
Kết quảtừchuỗi thời gianvà phân tíchbảng điều khiểnchothấymộtphá vỡcấu trúcquan trọngtrongmối quan hệ giữalợi nhuậnchứngkhoánvà thay đổiCSTT. Đặc biệt, trƣớc khikhủng hoảng tín dụng, phản ứng của TTCK cho cả thay đổilãi suất trong dự đoán vàbất ngờlàtiêucựcvà mối quan hệ trởnêntích cựctrong cuộc khủng hoảngtíndụng. Cho đến này, phát hiệnnàylàm nổi bậtsự bất lực của các nhà hoạch định CSTT để lật ngƣợc xu hƣớng tiêucựcquansátthấytronggiá cổ phiếukể từ khibắtđầucủa cuộc khủng hoảngtíndụng, thơng qua cắt giảm lãi suất.
2.2.5 Nghiên cứu của các nước đang phát triển ở Châu Á
Baharumshah (2004)nghiên cứu về giá chứng khoán và nhu cầu tiền tệ trong dài hạn của Malaysia từ năm 1971 đến năm 1996 bằng cách sử dụng phƣơng pháp đồng liên kết và mơ hình tự sửa lỗi. Kết quả là tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa cung tiền, chênh lệch lãi suất, thu nhập và giá chứng khoán. Giá cổ phiếu có ảnh hƣởng đáng kể đến tổng nhu cầu tiền tệ trong dài hạn cũng nhƣ trong ngắn hạn và nếu bỏ qua yếu tố này có thể dẫn đến khơng xác định đƣợc hàm số của nhu cầu tiền tệ. Phân tích từ mơ hình véc tơ tự sửa lỗi (VECM) và kiểm định nhân quả của Toda và Yamamoto (1995)chỉ ra rằng tiền tệ là một biến nội sinh và có ít nhất có mối quan hệ một chiều giữa giá cổ phiếu và cung tiền thực (M2).
Nghiên cứu của Issam Abdalla và Victor (1997) nhằm kiểm tra mối tƣơng tác giữa tỉ giá hối đoái và giá chứng khốn tại thị trƣờng tài chính mới nổi của Ấn Độ, Hàn
Quốc, Pakistan và Philippine. Mục tiêu là thiết lập mối quan hệ nhân quả giữa các ngoại tệ mạnh trong thị trƣờng ngoại hối và TTCK, các mối liên kết có ý nghĩa cho việc phát triển TTCK tại các nền kinh tế mới nổi cùng với sự thay đổi chính sách đối tỷ giá hối đoái độc lập thả nổi. Kết quả cho thấy có mối quan hệ nhân quả theo một hƣớng từ tỷ giá hối đoái vào giá cổ phiếu trong tất cả các quốc gia của mẫu ngoại trừ Philippine. Phát hiện này có ý nghĩa đối với việc hoạch định chính sách, nó cho thấy rằng chính phủ của các nƣớc nên thận trọng trong việc thực hiện chính sách tỷ giá hối đối vì chính sách này có ảnh hƣởng đến TTCK.
2.2.6 Nghiên cứu của Ngoc và Khaled (2009) – Ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô lên TTCK Việt Nam
Bài nghiên cứu này đƣợc lấy từ tạp chí rủi ro tài chính số 4 năm 2009. Mục đích chính của nghiên cứu là kiểm tra tác động của các nhân tố vĩ mô nhƣ: lãi suất, sản lƣợng công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng vào giá chứng khoán của Việt Nam. Đồng thời bài nghiên cứu còn kiểm tra xem ảnh hƣởng của nhân tố vĩ mơ của Mỹ vào giá chứng khốn của Việt Nam.
Phƣơng trình nghiên cứu đƣợc đƣa ra nhƣ sau: Tác động của các nhân tố vĩ mô trong nƣớc:
(2.24)
Tác động của các nhân tố vĩ mô của Mỹ:
(2.25)
(2.26)
(2.27)
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian từ tháng 1/2001 đến tháng 4/2008, bằng cách sử dụng phƣơng pháp nghiên cứu của Nasseh và Strauss (2000) và nghiên cứu của Canova và De Nicolo (1995) để kiểm tra mối quan hệ giữa giá chứng khoán và các nhân tố vĩ mô.
Bài nghiên cứu đã đƣa ra đƣợc bằng chứng thực nghiệm là có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa sản lƣợng cơng nghiệp, CSTT và giá chứng khốn trong TTCK
Việt Nam. Đồng thời, bài nghiên cứu cũng chỉ ra là có mối quan hệ giữa các biến số kinh tế vĩ mơ của Mỹ và giá chứng khốn của Việt Nam.
2.2.7 Tóm tắt kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Nghiên cứu của Bernanke (2003) về TTCK Mỹ trong giai đoạn 5/1989 - 9/2002 cho thấy, sau quyết định nới lỏng bất ngờ của Cục dự trữ liên bang Mỹ (Fed) thông qua giảm 25 điểm lãi suất cơ bản đã làm các chỉ số chứng khốn chủ chốt ngay sau đó tăng 0,75 - 1,25%.
Nghiên cứu của Rigobon và Sack (2001) trên thị trƣờng chứng khoán Mỹ từ năm 1985 – 1999 cho thấy tăng 5% trong chỉ số S & P 500 làm tăng khả năng thắt chặt 25 điểm cơ bản khoảng 57%. Một mức giảm tƣơng tự trong giá cổ phiếu sẽ có ý nghĩa tƣơng tự cho khả năng nới lỏng 25 điểm cơ bản.
Nghiên cứu của Godwin Okpara (2010) trên thị trƣờng chứng khoán Nigeria từ năm 1984 – 2006 cho thấy rằng lãi suất và lãi suất trái phiếu kho bạc giải thích khoảng 92% trong sự thay đổi lợi nhuận của thị trƣờng chứng khoán.Kết quả tổng hợp cho thấy rằng những đổi mới của lãi suất có thể là một yếu tố dự báo tốt hơn lợi nhuận TTCK ở Nigeria.
Nghiên cứu của Gregorious và các cộng sự (2009) trên thị trƣờng chứng khoán Anh từ năm 1999 – 2009cho thấy một phá vỡ cấu trúc quan trọng trong mối quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán và thay đổi CSTT. Đặc biệt, trƣớc khi khủng hoảng tín dụng, phản ứng của TTCK cho cả thay đổi lãi suất trong dự đoán và bất ngờ là tiêu cực và mối quan hệ trở nên tích cực trong cuộc khủng hoảng tín dụng. Phát hiện này làm nổi bật sự bất lực của các nhà hoạch định CSTT để lật ngƣợc xu hƣớng tiêu cực quan sát thấy trong giá cổ phiếu kể từ khi bắt đầu của cuộc khủng hoảng tín dụng, thơng qua cắt giảm lãi suất.
Nghiên cứu của Le Khanh Ngoc(2009) trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam từ năm 2001-2008 cho thấy là có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa sản lƣợng công nghiệp, CSTT và giá chứng khốn trong TTCK Việt Nam.
CHƢƠNG 3. MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU, CHỌN MẪU, THU THẬP VÀ PHƢƠNG PHÁP PHÂN TÍCH SỐ LIỆU
3.1. Mơ hình nghiên cứu
Từ lý thuyết cơ bản và các nghiên cứu thực nghiệm trong chƣơng 2, các phƣơng trình của mơ hình nghiên cứu đƣợc đƣa ra nhƣ sau:
Rt = f (i, rft), fi> 0, frft>0 (3.1) i = i (RDR), iRDR> 0 (3.2)
i = ir + Δπt + πt (3.3) rft= ft (RDR), fRDR> 0 (3.4) Trong đó:
Rt: lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán i: lãi suất danh nghĩa
ir: lãi suất thực
Δπt: thay đổi trong tỷ lệ lạm phát πt: tỷ lệ lạm phát
rft: Tbrate là lãi suất phi rủi ro RDR: lãi suất tái chiết khấu
Trong phƣơng trình 3.1, biến Rt là biến nội sinh còn biến i và biến rft là biến ngoại sinh. Phƣơng trình 3.2 và 3.4, biến i và biến rft là biến nội sinh và biến RDR là biến ngoại sinh.Cịn đối với phƣơng trình 3.3 thì i là biến nội sinh và các biến còn lại là biến ngoại sinh.
3.2. Điều kiện xác định của mơ hình
Cho một phƣơng trình xác định, tổng số của các biến loại trừ nó, nhƣng bao gồm trong các phƣơng trình khác ít nhất phải lớn hơn hoặc bằng số lƣợng các phƣơng trình của hệ thống trừ 1 (Koutsoyiannis 1976). Một hệ thống các phƣơng trình đƣợc
cho là xác định nếu các phƣơng trình trong hệ thống đó đƣợc xác định hoặc xác định rõ ràng. Các điều kiện để xác định của phƣơng trình đƣợc biểu diễn tƣợng trƣng nhƣ sau:
K – M ≥ G – 1 (3.5) Trong đó:
K: tổng số biến
M: số biến, nội sinh và ngoại sinh, bao gồm trong một phƣơng trình G: tổng số của phƣơng trình
Áp dụng điều kiện xác định này vào mô hình nghiên cứu trên ta có: 1. 7 – 3>4 -1 ⇒ 4> 3 Phƣơng trình đƣợc xác định rõ ràng 2. 7 – 2> 4 - 1 ⇒ 5> 3 Phƣơng trình đƣợc xác định rõ ràng 3. 7 – 4> 4 - 1 ⇒ 3= 3 Phƣơng trình đƣợc xác định
4. 7 – 2> 4 - 1 ⇒ 5> 3 Phƣơng trình đƣợc xác định rõ ràng
Hệ phƣơng trình đồng thời đƣợc xác định rõ ràng theo các điều kiện xác định của hệ phƣơng trình do đó ta có thể đƣợc ƣớc tính bằng cách sử dụng phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS).
3.3. Cách thức chọn biến
Dữ liệu các biến trong mơ hình sẽ đƣợc thu thập theo tháng, từ tháng 7 năm 2000 đến hết năm 2011 bao gồm 138 tháng.
Số liệu về lợi nhuận chứng khoán đƣợc lấy theo hàm log giá đóng cửa của chỉ số VN-Index ngày cuối cùng trong tháng chia cho giá đóng cửa của chỉ số VN-Index ngày cuối cùng của tháng trƣớc đó.
Số liệu về lãi suất đƣợc lấy từ lãi suất cho vay từ nguồn của Quỹ tiền tệ Quốc Tế (IMF).
Số liệu về lãi suất trái phiếu kho bạc và lãi suất tái chiết khấu cũng đƣợc lấy từ nguồn của Quỹ tiền tệ Quốc Tế (IMF).
3.4. Chuỗi số liệu
Ở Việt Nam, việc tập hợp các số liệu về CSTT là khá khó khăn, sử dụng dữ liệu năm là khơng thích hợp do TTCK Việt Nam là một thị trƣờng còn non trẻ với lịch sử phát triển khoảng 12 năm. Do đó dữ liệu đƣợc sử dụng ở đây là dữ liệu theo tháng và các biến số đƣợc trình bày dƣới bảng sau:
Bảng 3-1.Tên biến
Tên biến Ký hiệu Nguồn
TSSL VN-Index Rt = log(VNIt /VNIt-1) www.cophieu68.com
Lãi suất Intrate Quỹ tiền tệ Quốc tế
www.imf.org Lãi suất trái phiếu kho
bạc Tbrate Quỹ tiền tệ Quốc tế www.imf.org Lãi suất tái chiết khấu RDR Quỹ tiền tệ Quốc tế
www.imf.org
3.5. Phƣơng pháp phân tích số liệu
Từ những lý thuyết cơ bản trên cùng với các biến thu thập đƣợc, sử dụng phần mềm Eview 6.0 theo những bƣớc sau để trả lời các câu hỏi nghiên cứu.
Bƣớc 1: Tiến hành hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn cho biến lãi suất và lãi suất trái phiếu kho bạc.
Bƣớc 2: Kiểm tra nghiệm đơn vị cho các biến ở dạng gốc và dạng sai phân bậc 1. Nếu tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc 1 thì chuyển tiếp đến bƣớc 3.
Bƣớc 3: Kiểm định tính đồng liên kết, nếu các biến dừng ở sai phân bậc 1(I(1)) và phần dƣ kết hợp của chúng dừng tại chuỗi dữ liệu gốc I(0) thì ta kết luận rằng các biến là đồng liên kết và có mối quan hệ dài hạn giữa TTCK và CSTT.
Bƣớc 4: Tiến hành kiểm định VECM để xác định mối quan hệ ngắn hạn giữa TTCK và CSTT. Kết hợp với mơ hình phân rã phƣơng sai để đánh giá xem mất bao lâu để lợi nhuận chứng khoán điều chỉnh về trạng thái cân bằng sau những biến động của biến CSTT.
CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS)
Mơ hình CSTT và lợi nhuận TTCK là tập hợp các hệ phƣơng trình xác định. Kết quả hồi quy của mơ hình cho biến lãi suất và lãi suất phi rủi ro đƣợc trình bày nhƣ sau:
Phƣơng trình mơ hình nghiên cứu 3.2:
Intrate = 5.63 + 0,843 RDR (4.1) SE (0.277) (0.037) t (20.328) (22.947)
R2 = 79.47%, F = 526.57, F(1,136) = 3.91, DW = 0.34
Lãi suất là dƣơng và là hàm số quan trọng của lãi suất tái chiết khấu. Nghĩa là, tỷ lệ lãi suất tái chiết khấu cao thì sẽ làm cho tỷ lệ lãi suất cao. Hai biến có liên quan khá chặt chẽ R2
= 79% và giá trị thống kê F = 526.57 > giá trị F tra bảng = 3.91 nên hồi quy tổng thể rất có ý nghĩa. Phƣơng trình thứ tƣ khi ƣớc tính đƣợc hiển thị nhƣ sau : Phƣơng trình mơ hình nghiên cứu 3.4 :
Rft = 1.83 + 0.764 RDR (4.2) SE (0.369) (0.049) t (4.98) (15.633) R2 = 64.25%, F = 244.41,DW = 0.33
Phƣơng trình ƣớc tính cho thấy rằng tỷ lệ lãi suất phi rủi ro cũng là một số dƣơng và là hàm quan trọng của tỷ lệ tái chiết khấu tối thiểu. Tăng tỷ lệ tái chiết khấu tối thiểu dẫn đến tăng tỷ lệ lãi suất phi rủi ro và ngƣợc lại. Hai biến có liên quan chặt chẽ, phù hợp cao và hồi quy tổng thể là có ý nghĩa. Nhƣng thống kê Durbin Watson cho thấy có mối tƣơng quan dƣơng giữa các biến trong mơ hình hồi quy. Điều này hồn tồn trái ngƣợc với kiểm định của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria kết luận là các biến không phải là tự tƣơng quan(DW = 1,40> 1,22).
Nhằm xác định độ tin cậy trong các mơ hình phụ trên, ta đi vào giải quyết mơ hình cấu trúc Rt = f (i, Rf) cho lợi nhuận TTCK bằng cách sử dụng các phƣơng pháp kiểm định trên Eview 6.0. Kết quả của các kiểm định đƣợc trình bày chi tiết ở những phần tiếp theo trong chƣơng này.
4.2. Kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị theo phƣơng pháp ADF và PP
Một khái niệm quan trọng trong các quy trình phân tích chuỗi thời gian là tính dừng. Một chuỗi dừng có các đặc điểm sau đây: