Biểu đồ 5.2 : Biểu đồ tổng hợp các chỉ số kinh tế ở Việt Nam năm 2005-2013
3.2. Mơ hình kinh tế lượng
3.2.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định nghiệm đơn vị (kiểm định tính dừng) được thực hiện trong các nghiên cứu gắn liền với chuỗi dữ liệu thời gian nhằm mục đích tránh hiện tượng hồi quy giả mạo. Vì vậy, trong bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị để kiểm định tính dừng cho biến chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực trước khi đi vào kiểm định đồng liên kết tuyến tính.
Theo nghiên cứu Ademmer và Bohl (2014). Hai phương pháp kiểm định phổ biến là ADF và KPSS của tác giả Augmented Dickey Fuller (1981) và Kwiatkowski, Phillips, Schmidt và Shin (1992). Trong đó, mơ hình kiểm định nghiệm đơn vị của Augmented Dickey Fuller như sau:
∆𝑦𝑡 =𝛼+𝛽𝑦𝑡−1 + 𝛷𝑖𝑦𝑡−𝑖 + 𝑘
𝑖=1
𝜀𝑡 (3.6)
Với 𝑦𝑡: được tính bằng logarit cổ tức hay logarit chỉ số giá chứng khốn, ∆: tính dừng; 𝜀𝑡: sai số.
Giả thiết 𝐻0 chuỗi dữ liệu không dừng và 𝐻1 chuỗi dữ liệu dừng.
Đối với mơ hình của Kwiatkowski, Phillips, Schmidt and Shin kiểm định nghiệm đơn vị như sau:
Với 𝑦𝑡: được tính bằng logarit cổ tức hay logarit chỉ số giá chứng khốn,
µ𝑡: sai số.
Giả thiết 𝐻0 chuỗi dữ liệu dừng và 𝐻1 chuỗi dữ liệu không dừng.
Như vậy, với hai phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị với giả thuyết ngược nhau, bài luận văn thực hiện hai kiểm định này nhằm mục tiêu kiểm tra tính thống nhất của dữ liệu (Ademmer và Bohl, 2014)
3.2.1.2. Kiểm định đồng liên kết tuyến tính của Engle và Granger (1987)
Khi các biến đã dừng ở cùng bậc, thực hiện kiểm định tính đồng liên kết tuyến tính bằng cách xây dựng phương trình hồi quy OLS ước tính mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực theo phương trình sau:
𝑃𝑡 =𝛼+𝛽𝐷𝑡 +𝜇𝑡 (3.8)
Với 𝑃𝑡 là log của chỉ số giá chứng khoán thực (stock price index), 𝐷𝑡 là log cổ tức thực (dividends), 𝜇𝑡 là phần dư, 𝛼 là giá trị thực của chỉ số giá, 𝛽 là hệ số co giãn về giá gữa chỉ số giá và cổ tức.
Sau khi hồi quy phương trình (3.8) phần dư hay sai số 𝜇𝑡 được lưu lại để kiểm định tính dừng. Nếu sai số 𝜇𝑡 dừng thì chỉ số giá chứng khoán thực 𝑃𝑡 và cổ tức thực 𝐷𝑡 có đồng liên kết tuyến tính.
Theo Engle and Granger (1987), sự có mặt của mối quan hệ trong dài hạn thể hiện sự không đổi của 𝜇𝑡. Để chấp nhận sự không đổi của sai số 𝜇𝑡, cần phải đạt được trong tiến trình bước thứ hai.
Δ𝜇𝑡 = ρ𝜇𝑡 −1 + 𝜀𝑡 (3.9)
Khi phần dư là dừng thì ta có thể kết luận rằng hai biến đang kiểm định có đồng liên kết tuyến tính.
3.2.2. Tồn tại quan hệ phi tuyến
Với giả định tồn tại quan hệ phi tuyến giữa chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực trong thị trường. Hiện tượng bong bóng hợp lý trên thị trường lúc này
được xác định khi chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực của thị trường khơng có mối quan hệ dài hạn và tỷ lệ cổ tức-giá có tồn tại tính dừng. Cụ thể:
3.2.2.1. M-tar kiểm định nghiệm đơn vị và tỷ lệ cổ tức-giá của Enders và Granger (1998)
Kiểm định Dickey-Fuller (1981) và phần mở rộng của nó giả định nghiệm đơn vị như giả thuyết null và được thay thế dưới một quá trình điều chỉnh cân xứng. Quá trình điều chỉnh bất cân xứng của kiểm định Dickey-Fuller được đưa ra bởi mơ hình hồi quy ngưỡng-xu hướng (MTAR) của Enders và Granger (1998) và Enders và Siklos (2001) đề xuất như sau:
∆(𝑑 − 𝑝)𝑡 =𝐼𝑡𝜌1(𝑑 − 𝑝)𝑡−1+ (1− 𝐼)𝑡𝜌2(𝑑 − 𝑝)𝑡−1+ 𝛾𝑖
𝜌
𝑖=1
∆(𝑑 − 𝑝)𝑡−1+𝜀𝑡 (4.0) Trong đó biến chỉ số được định nghĩa như sau:
𝐼𝑡 = 1 𝑛ế𝑢 ∆(𝑑 − 𝑝)𝑡−1 ≥ 𝜏
0 𝑛ế𝑢 ∆(𝑑 − 𝑝)𝑡−1 <𝜏 (4.1)
Với 𝜀𝑡 là phần dư, 𝐼𝑡 là biến chức năng Heaviside, 𝜏 là giá trị ngưỡng (threshold).
Mơ hình M-TAR thực hiện với hai giả thuyết bao gồm giả thuyết null về nghiệm đơn vị trong logarit tỷ lệ cổ tức –giá và giả thuyết null về điều chỉnh cân xứng như sau:
Giả thuyết null của nghiệm đơn vị là, 𝐻0: 𝜌1 = 0, 𝐻0: 𝜌2 = 0, và 𝐻0: 𝜌1 =
𝜌2 = 0. Ký hiệu thống kê của giả thuyết null nghiệm đơn vị là 𝐹𝐶. Nếu như giá trị 𝐹𝐶 lớn hơn giá trị tiêu chuẩn của 𝐹𝐶 thì bác bỏ giả thuyết nghiệm đơn vị trong logarit tỷ lệ cổ tức –giá. Kết luận logarit tỷ lệ cổ tức –giá là q trình có tính dừng và ngược lại.
Giả thuyết null của điều chỉnh cân xứng, 𝐻0: 𝜌1 =𝜌2, có thể được kiểm tra bằng cách sử dụng F-thống kê thông thường. Ký hiệu thống kê của giả thuyết null điều chỉnh cân xứng là 𝐹𝐴. Nếu giá trị thống kê 𝐹𝐴 lớn hơn giá
trị tiêu chuẩn thì bác bỏ giả thuyết điều chỉnh cân xứng. Kết luận có tính điều chỉnh bất cân xứng trong tỉ lệ logarit cổ tức -giá và ngược lại.
3.2.2.2. M-tar kiểm định đồng liên kết phi tuyến của Enders và Siklos (2001)
Theo Engle and Granger (1987), nếu kết quả là -2< ρ <0, mối quan hệ cân bằng trong dài hạn với sự điều chỉnh cân xứng được chấp nhận. Tuy nhiên, khuôn khổ đồng liên kết chuẩn không được xác định rõ nếu như tiến trình điều chỉnh là bất cân xứng (khơng đồng đều). Vì lý do đó, Enders and Siklos (2001) đã đề xuất mơ hình điều chỉnh bất cân xứng gọi là mơ hình hồi quy có ngưỡng (M-TAR).
Theo Enders và Siklos (2001) việc kiểm định chỉ số giá chứng khoán và cổ tức có điều chỉnh cân xứng hay khơng liên quan đến hai giai đoạn. Giai đoạn đầu tiên, ước tính một mối quan hệ cân bằng dài hạn tượng tự Engle và Granger (1987) như sau :
𝑃𝑡 =𝛼+𝛽𝐷𝑡 +𝑢𝑡 (3.8)
Với 𝑃𝑡 và 𝐷𝑡 là logarit của chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực trong thị trường, và 𝑢𝑡 là nhiễu ngẫu nhiên. Giai đoạn thứ hai tập trung vào các OLS dự toán 𝜌2 và 𝜌2 theo phương trình hồi quy sau đây:
∆𝑢𝑡 =𝐼𝑡𝜌1𝑢𝑡−1 + (1− 𝐼)𝑡𝜌2𝑢𝑡−1 + 𝛾𝑖
𝜌
𝑖=1
∆𝑢𝑡−1 +𝜀𝑡 (4.2)
Trong đó biến chỉ số được định nghĩa như sau: 𝐼𝑡 = 1 𝑛ế𝑢 ∆𝑢𝑡−1 ≥ 𝜏
0 𝑛ế𝑢 ∆𝑢𝑡−1 < 𝜏 (4.3)
Với 𝜀𝑡 là nhiễu trắng, 𝑢𝑡 là phần dư., 𝐼𝑡 là biến chức năng Heaviside, 𝜏 là giá trị ngưỡng (threshold).
Để kiểm định đồng liên kết Enders và Siklos (2001) đã đề xuất hai giả thuyết bao gồm giả thuyết null về không đồng liên kết và giả thuyết null về điều chỉnh cân xứng như sau:
Giả thuyết null của không đồng liên kết là, 𝐻0: 𝜌1 = 0, 𝐻0: 𝜌2 = 0, và
𝐻0: 𝜌1 =𝜌2 = 0. Ký hiệu thống kê của giả thuyết null không đồng liên kết
là 𝐹𝐶. Giá trị thống kê được sử dụng là 𝐹𝐶 và t- Max. Nếu như giá trị 𝐹𝐶 và giá trị tuyệt đối của t- Max lớn hơn giá trị tiêu chuẩn của 𝐹𝐶 và t-Max thì bác bỏ giả thuyết khơng đồng liên kết. Kết luận có đồng liền kết trong chỉ số giá thực và cổ tức thực của thị trường, tức "không tồn tại hiện tượng
bong bóng hợp lý trong thị trường".
Giả thuyết null của điều chỉnh cân xứng, 𝐻0: 𝜌1 =𝜌2, có thể được kiểm tra bằng cách sử dụng F-thống kê thông thường ký hiệu là 𝐹𝐴. Nếu giá trị thống kê 𝐹𝐴 lớn hơn giá trị tiêu chuẩn thì bác bỏ giả thuyết có sự điều chỉnh cân xứng. Kết luận có tính điều chỉnh bất cân xứng trong chỉ số giá thực và cổ tức thực của thị trường.
3.3. Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu nghiên cứu được lấy từ trang web cophieu68.vn do tác giả tự tổng hợp. Nghiên cứu kiểm định hiện tượng bong bóng hợp lý trên thị trường chứng khốn Việt Nam bằng cách kiểm định mối quan hệ tuyến tính và phi tuyến trong dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực trong thị trường để kiểm định tính đồng liên kết. Tất cả các số liệu trong nghiên cứu được chuyển hóa sang logarit theo cơ số e. Dữ liệu nghiên cứu sử dụng số liệu thu thập hàng tháng về chỉ số giá chứng khốn đóng cửa vào ngày cuối tháng, cổ tức của tất cả các công ty đang niêm yết trên SGDCK Hồ Chí Minh (HOSE) và SGDCK Hà Nội (HNX) trong giai đoạn 1/2006 đến 12/2014 từ các cơng ty chứng khốn. Đồng thời nghiên cứu sử dụng chỉ số giá tiêu dùng để có được chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực trên thị trường.
Việc sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (Consumer Price Index: CPI) để có được chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực, được tính tốn theo Shiller (1989, 2001) từ trang web http://aida.wss.yale.edu/~shiller/, như sau:
Chỉ số giá chứng khoán thực của thị trường chứng khoán (Real Price)
𝑅𝑒𝑎𝑙 𝑃 = (𝑃𝑡 ∗ 𝐶𝑃𝐼𝐶𝑙𝑜𝑠𝑒 𝑡ℎá𝑛𝑔 12/2014)/𝐶𝑃𝐼𝑡
Trong đó: 𝑃𝑡: chỉ số giá của thị trường chứng khoán thời điểm t; 𝐶𝑃𝐼𝐶𝑙𝑜𝑠𝑒 𝑡ℎá𝑛𝑔 12/2014: chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm được chọn cuối cùng; 𝐶𝑃𝐼𝑡: chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm t.
Cổ tức thực của thị trường chứng khoán ( Real Dividend)
𝑅𝑒𝑎𝑙 𝐷 = (𝐷𝑡 ∗ 𝐶𝑃𝐼𝐶𝑙𝑜𝑠𝑒 𝑡ℎá𝑛𝑔 12/2014)/𝐶𝑃𝐼𝑡
Trong đó: 𝑑𝑡: cổ tức của thị trường chứng khoán thời điểm t; 𝐶𝑃𝐼𝐶𝑙𝑜𝑠𝑒 𝑡ℎá𝑛𝑔 12/2014: chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm được chọn cuối cùng; 𝐶𝑃𝐼𝑡: chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm t.
Cổ tức cuả thị trường chứng khoán (Dividend for the stock market indeces: 𝐷𝑡) được tính từ chỉ số giá chứng khoán và tỷ suất cổ tức, q trình tính tốn của các chỉ số dựa vào nghiên cứu của Wu (2013) như sau:
𝐷𝑡 =𝑃𝑡 ∗ 𝐷𝑌𝑡 = chỉ số giá chứng khoán* Tỷ lệ cổ tức-giá
Trong đó, tỷ lệ cổ tức-giá cuả thị trường (Dividend yield: 𝐷𝑌𝑡) được tính như sau: 𝐷𝑌𝑡 =𝑇𝐷𝑡/𝑀𝑉𝑡 = tổng cổ tức/vốn hóa thị trường Với: Tổng cổ tức (Total dividend: 𝑇𝐷𝑡) 𝑇𝐷𝑡 = 𝐷𝑡 ∗ 𝑁𝑡 𝑛 1
= cổ tức trên mỗi cổ phiếu ∗khối lượng cổ phiếu lưu hành
𝑛
1
Vốn hóa thị trường (Market value: 𝑀𝑉𝑡)
𝑀𝑉𝑡 = 𝑃𝑡 ∗ 𝑁𝑡
𝑛
= chỉ số giá chứng khoán ∗khối lượng cổ phiếu lưu hành 𝑛
1
Bảng 3.1: Mô tả các biến đƣợc sử dụng trong mơ hình (tính theo tháng)
Biến Mô tả Đo lƣờng
Real P Chỉ số giá thực (Real price) Chỉ số giá thời điểm t nhân với chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm được chọn cuối cùng chia cho chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm t.
Real D Cổ tức thực (Real dividend) Cổ tức thời điểm t nhân với chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm được chọn cuối cùng chia cho chỉ số giá tiêu dùng ở thời điểm t.
Kết luận chƣơng 3
Nội dung chương ba đã thảo luận về các phương pháp và dữ liệu nghiên cứu sử dụng trong luận văn để kiểm định hiện tượng bong bóng hợp lý trên TTCK Việt Nam, cụ thể hai phương pháp kiểm định tuyến tính và phi tuyến được áp dụng. Trong đó kiểm định tuyến tính gồm định nghiệm đơn vị theo Augmented Dickey Fuller (1981), Kwiatkowski và cộng sự (1992) và kiểm định tính đồng liên kết theo hướng tiếp cận của Engle và Granger (1987). Sau đó, kiểm định phi tuyến gồm kiểm định nghiệm đơn vị trong tỷ lệ cổ tức-giá của Enders và Granger (1998) và kiểm tính đồng liên kết theo phương pháp của Enders và Siklos (2001) dựa trên kỹ thuật hồi quy ngưỡng-xu hướng (MTAR- Momentum Threshold Autoregression). Chi tiết về kết quả kiểm định đựơc trình bày ở chương bốn.
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
Chương bốn trình bày và giải thích kết quả từ các phương pháp kiểm định đã chọn để nghiên cứu. Cụ thể, giải thích việc kiểm định bong bóng trên thị trường chứng khốn Việt Nam thơng qua việc kiểm định nghiệm đơn vị và tìm ra mối quan hệ tuyến tính, phi tuyến trong dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực của thị trường.
4.1. Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Để có cái nhìn tổng qt về chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực tại thị trường chứng khoán Việt Nam, biểu đồ sau thể hiện sự biến động của hai chỉ số trên giai đoạn từ tháng 1/2006 đến tháng 12/ 2014.
Biểu đồ 4.1: Biến động chỉ số giá Vn-Index và cổ tức
Nhìn chung, trong giai đoạn nghiên cứu, chỉ số giá chứng khốn và cổ tức đều có xu hướng tăng, giảm cùng nhau, tuy nhiên khơng đồng đều. Đặc biệt, có thể dễ nhận thấy giai đoạn 2006-2007, giá chứng khoán tăng mạnh.
0.00 1.00 2.00 3.00 4.00 5.00 6.00 7.00 8.00 2006 2008 2010 2012 2014 LN RealPrice 0 2 4 6 8 10 12 2006 2008 2010 2012 2014 LN RealDividend
Bảng 4.1: Mơ tả thống kê các biến trong mơ hình Sàn Biến Giá trị Sàn Biến Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Độ lệch
chuẩn Skewness Kurtosis P-value
HOSE LN RealP 5.50 7.01 0.321 0.66 3.49 0.01 LN RealD 0.00 10.27 1.77 -1.27 5.28 0.00 HNX LN RealP 3.83 6.03 0.56 0.47 2.22 0.04 LN RealD 0.00 9.82 2.34 -1.17 4.37 0.00
Skewness và Kurtosis là hai giá trị thống kê giúp hình dung về hình dáng của phân phối. Từ hai tiêu chuẩn nêu trên và kết quả thống kê mô tả ở bảng 4.1 cho thấy:
Chỉ số giá chứng khoán thực ở sàn HOSE và HNX có skewness > 0 nên phân phối lệch phải. Trong khi đó, cổ tức thực ở sàn HOSE và HNX có giá trị skewness < 0 nên phân phối lệch trái.
Chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực ở sàn HOSE có kurtosis > 3 cho thấy chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực biến động mạnh và bất thường trong thời gian khảo sát nghiên cứu. Còn ở sản HNX chỉ số giá chứng khốn thực có kurtosis < 3 điều này cho thấy chỉ số giá chứng khốn thực ít biến động trong thời gian khảo sát nghiên cứu. Trong khi đó, cổ tức thực ở sàn HNX có kurtosis > 3 cho thấy cổ tức biến động mạnh và bất thường trong thời gian khảo sát nghiên cứu.
4.2. Kết quả kiểm định tuyến tính 4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị 4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của ADF, KPSS cho chỉ số giá chứng khoán thực và cổ tức thực sàn HOSE, HNX (kết quả kiểm định chi tiết được trình bày ở phần phụ lục 1, 2).
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF và KPSS sàn HOSE
Biến Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc 1 ADF 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 KPSS 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 ADF 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 KPSS 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 LN RealP -2.47 -2.89 0.12*** 0.11 -8.10** -2.89 0.08 0.14
LN RealD -2.66 -2.89 1.02** 0.46 -6.84** -2.89 0.21 0.46
Ghi chú:
Độ trễ tối ưu được dựa trên tiêu chuẩn AIC, SIC trong kiểm định ADF. Bandwidth trong kiểm định KPSS theo điều chỉnh của Newey-West.
𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 cho giá trị tới hạn ở mức ý nghiã 1%, 5%, 10%
*, **, *** đặc trưng có tính thống kê ở mức ý nghĩa1%, 5%, 10%
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF và KPSS sàn HNX
Biến Chuỗi ban đầu Chuỗi sai phân bậc 1 ADF 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 KPSS 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 ADF 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 KPSS 𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 LN RealP -1.56 -2.89 0.87** 0.46 -7.92** -2.89 0.13 0.46
LN RealD -2.98 -3.45 0.61** 0.46 -7.00** -3.45 0.50 0.73
Ghi chú:
Độ trễ tối ưu được dựa trên tiêu chuẩn AIC, SIC trong kiểm định ADF. Bandwidth trong kiểm định KPSS theo điều chỉnh của Newey-West.
𝜏𝑐𝑟𝑖𝑡 cho giá trị tới hạn ở mức ý nghiã 1%, 5%, 10%
*, **, *** đặc trưng có tính thống kê ở mức ý nghĩa1%, 5%, 10%
Theo kết quả kiểm nghiệm đơn vị của ADF, KPSS sai phân bậc một [I(1)] sàn HOSE, HNX ở bảng 4.2, 4.3 cho thấy biến cho thấy các biến đều có tính dừng. Như vậy, các biến này có đủ điều kiện để đưa vào mơ hình hồi quy và thực hiện phân tích kết quả.
4.2.2. Kiểm định đồng liên kết tuyến tính theo hƣớng tiếp cận của Engle và Granger (1987)
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Engle và Granger
Sàn 𝛼 𝛽 Kiểm định ADF phần dư
t-statistic (τ)
Test critical values (𝜏𝛼)
1% 5% 10%
HOSE 6.22 -0.004 -2.50 -3.49 -2.89 -2.58
HNX 5.18 -0.07 -2.10 -3.49 -2.89 -2.58
Ghi chú: Độ trễ tối ưu được dựa trên tiêu chuẩn AIC.
Từ kết quả ở bảng 4.4 cho thấy một số điểm sau đây (kết quả chi tiết ở phụ lục 3,4):
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư theo kiểm định ADF cho