1. KHUNG LÝ THUYẾT VỀ BẤT CÂN XỨNG THÔNG TIN
3.3. Chọn mẫu, thu thập, phân tích dữ liệu
Dữ liệu các biến trong mô hình sẽ được thu thập theo quý từ quý 2 năm 2000 đến
hết năm 2009. Số liệu VNIndex theo ngày được lấy từ Sở Giao dịch chứng khoán
TPHCM và biến chỉ số giá chứng khoán được tính bằng cách lấy giá trị trung bình của ba
chỉ số giá cuối tháng trong quý ; Sản lượng công nghiệp lấy từ tổng cục thống kê Việt
Nam ; Tỷ lệ lạm phát (phần trăm thay đổi trong CPI), lãi suất cho vay, tỷ giá hối đoái và cung tiền lấy từ IFS (International financial statistics, IMF) và một số báo cáo quốc qia
hằng năm từ IMF, EIU (Economist Intelligence Unit). Đề tài sử dụng phần mềm Excel và
Eviews để phân tích dữ liệu và ước lượng các mô hình kinh tế lượng.
Tóm lại, mô hình sẽ phân tích mối quan hệ giữa các biến sản lượng công nghiệp,
tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái, phần trăm tăng cung tiền M2 và chỉ số gía chứng khoán VNIndex (giá đóng cửa) để đạt được hai mục tiêu sau đây. Thứ nhất là xem xét có tồn tại
mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô – chỉ số giá chứng khoán thông qua mô
hình hồi quy bội về các nhân tố ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán. Thứ hai là kiểm định xem thị trường chứng khoán Việt Nam có hiệu quả về mặt thông tin hay không
thông qua kiểm định nhân quả Granger. Để tránh hiện tượng hồi quy tương quan giả khi
các chuỗi số liệu thời gian không dừng, chúng tôi đã tiến hành kiểm định tính đồng liên kết giữa chúng.
3.4 PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN VN-INDEX
Để xem xét quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá VN- Index với các biến kinh tế vĩ mô, ta ước lượng mô hình hồi qui bội với biến phụ thuộc là chỉ số giá chứng khoán và biến độc lập là các biến kinh tế vĩ mô. Tuy nhiên, mối quan hệ chỉ thực sự tồn tại khi giữa các
3.4.1 Các biến số ở dạng dữ liệu gốc
0 1 t 2 t 3 t 4 t 5 t t
VNI IO CPI E R M u (9)
Đơn vị của các biến trong mô hình hồi qui như sau:
VNI (điểm); IO (tỷ đồng); CPI (100%); E (VND/USD); R(100%); M(100%).
Dependent Variable: VNI
Method: Least Squares Date: 05/05/10 Time: 14:35 Sample: 1 38
Included observations: 38
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2943.579 771.1526 3.817116 0.0006 IO 0.013440 0.002232 6.022211 0.0000 CPI -660.1817 332.0850 -1.987990 0.0554 E -0.199680 0.060635 -3.293121 0.0024 R -1644.280 1178.854 -1.394813 0.1727 M 1630.223 859.1545 1.897473 0.0668
R-squared 0.709365 Mean dependent var 392.0816
Adjusted R-squared 0.663953 S.D. dependent var 262.8167
S.E. of regression 152.3537 Akaike info criterion 13.03423
Sum squared resid 742772.7 Schwarz criterion 13.29279
Log likelihood -241.6503 F-statistic 15.62073
Durbin-Watson stat 1.020251 Prob(F-statistic) 0.000000
R2 hiệu chỉnh = 66.4% cho thấy 5 biến kinh tế vĩ mô dạng dữ liệu gốc đã giải thích được khoảng 66.4% sự thay đổi của biến chỉ số giá chứng khoán VNIt. Điều này cho thấy
chỉ số giá chứng khoán còn phụ thuộc vào các biến kinh tế vĩ mô khác và chỉ số giá
3.4.2 Các biến số ở dạng logarith
Ln(VNIt)= β0 + β1 ln(IOt) + β 2 ln(CPIt) + β3 ln(Et) + β 4 ln(Rt) + β5 ln(Mt) + vt (10)
Dependent Variable: LN(VNI)
Method: Least Squares Date: 05/12/06 Time: 19:01 Sample: 1 38
Included observations: 37
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 53.74987 20.38632 2.636566 0.0130 LN(IO) 1.997888 0.465424 4.292622 0.0002 LN(CPI) 0.733780 0.982206 0.747073 0.4606 LN(E) -7.448902 2.369373 -3.143828 0.0037 LN(R) -0.493908 0.413708 -1.193858 0.2416 LN(M) 0.127408 0.110169 1.156476 0.2563
R-squared 0.694460 Mean dependent var 5.795621
Adjusted R-squared 0.645179 S.D. dependent var 0.602009
S.E. of regression 0.358598 Akaike info criterion 0.934164
Sum squared resid 3.986367 Schwarz criterion 1.195394
Log likelihood -11.28203 F-statistic 14.09193
Durbin-Watson stat 0.867574 Prob(F-statistic) 0.000000
R2 hiệu chỉnh = 64.52% cho thấy 5 biến kinh tế vĩ mô trong mô hình hồi qui dạng
log giải thích được 64.52% sự thay đổi của biến Ln(VNI t).
Vậy chúng ta sẽ lựa chọn mô hình nào cho mục tiêu kiểm định mối quan hệ giữa các
biến kinh tế vĩ mô với VN-Index. Do dạng hàm hồi qui của hai mô hình (9), (10) là khác nhau nên ta không thể dựa vào R2 để kết luận mô hình nào tốt hơn. Theo Gujarati ( 1999,245) thay vì dựa vào R2 để lựa chọn mô hình, ta có thể xem xét các yếu tố khác như
sự phù hợp của biến giải thích trong mô hình, dấu hiệu kỳ vọng của các chỉ số ước lượng,
mức ý nghĩa thống kê…Theo hướng dẫn này ta có thể nhận thấy rằng phương trình (10) có vấn đề không thích hợp. Đó là, hệ số ước lượng chỉ số CPI dương, không thích hợp
với kỳ vọng của đề tài cũng như các nghiên cứu trước đây. Để chắc chắn, ta có thể kiểm định phần dư của hai phương trình có tự tương quan không?
-300 -200 -100 0 100 200 300 400 500 -300 -200 -100 0 100 200 300 400 500 RESID01(-1) R E S ID 0 1 -.8 -.6 -.4 -.2 .0 .2 .4 .6 .8 -.8 -.6 -.4 -.2 .0 .2 .4 .6 .8 RESID03(-1) R E S ID 0 3
Biêủ đồ phần dư phương trình (9) Biêủ đồ phần dư phương trình (10) Từ hai biểu đồ trên, chúng ta dễ dàng nhận thấy rằng phần dư của mô hình hồi quy (10) có tương quan dương. Ngoài ra, để chắc chắn hơn trong việc lựa chọn mô hình hồi
qui, ta tiếp tục kiểm định sự đồng liên kết trong mô hình hồi qui (9) và (10)
Kiểm định sự đồng liên kết trong mô hình hồi qui (9)
Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.663726 0.0090
Test critical values: 1% level -3.621023
5% level -2.943427
10% level -2.610263
Kiểm định sự đồng liên kết trong mô hình hồi qui (10)
Null Hypothesis: RESID03 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.638034 0.0099
Test critical values: 1% level -3.632900
5% level -2.948404
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy có sự đồng liên kết mạnh mẽ hơn giữa các
biến trong mô hình hồi qui (9) so với mô hình hồi qui (10)
Như vậy, các hệ số ước lượng trong mô hình hồi qui phương trình (9) mới thực sự là các hệ số đồng liên kết và thực sự thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô
và chỉ số giá chứng khoán VN- Index. Với kết quả này, rõ ràng các biến sản lượng công
nghiệp, lạm phát, tỷ giá hối đoái và cung tiền tác động đến chỉ số chứng khoán đúng theo mong đợi của đề tài. Thông qua các hệ số ước lượng trong mô hình hồi qui, với các yếu
tố khác không đổi thì:
Giá trị sản luợng công nghiệp tăng 1 tỷ đồng/ quý làm chỉ số giá chứng khoán
VN- Index tăng trung bình 0.013điểm.
Tỷ lệ lạm phát tăng 100%/ quý sẽ làm chỉ số giá chứng khoán VN- Index giảm
trung bình 660 điểm.
Tỷ giá hối đoái tăng 1 đồng/ quý làm chỉ số gía chứng khoán giảm trung bình
0.2 điểm..
Lãi suất cho vay tăng 100% / quý sẽ làm giá chỉ số chứng khoán gỉam trung
bình 1644 điểm.
Cung tiền tăng 100 %/ quý sẽ làm giá chỉ số chứng khoán tăng trung bình 1630
điểm.
Sản lượng công nghiệp đo lường tổng sự thay đổi giá trị sản phẩm đầu ra của các xưởng sản xuất, xí nghiệp, các mỏ...Xu hướng tăng của số liệu này có tác động tích cực
tới đồng tiền của quốc gia bởi sản lượng sản xuất ở mức cao là dấu hiệu của một nền kinh
tế mạnh. Sản lượng công nghiệp phản ứng nhanh chóng với sự tăng, giảm của vòng tuần hoàn thương mại và có thể là chỉ số hàng đầu của việc làm, thu nhập trung bình và thu nhập cá nhân trong ngành sản xuất. Vì vậy, có thể thấy rằng sản lượng công nghiệp tác động dương đến chỉ số giá chứng khoán, một sự tăng lên hay giảm xuống trong sản lượng
công nghiệp cũng sẽ làm chỉ số giá chứng khoán tăng hoặc giảm với tỷ lệ tương ứng. Mối
quan hệ dương này hoàn toàn tương tự như các nghiên cứu khác của Fama (1990), Schwart (1990), Hasapis (2002) cho các thị trường Mỹ, Canada, Maylaysia. Khi sản lượng công nghiệp tăng lên khiến nền kinh tế khởi sắc. Thu nhập của các doanh nghiệp
cầu đầu tư của doanh nghiệp cũng tăng lên, cùng với nó là kỳ vọng của các nhà đầu tư về
nền kinh tế trở nên lạc quan hơn. Tất cả những điều này sẽ gíup giá chứng khoán tăng
lên.
Lạm phát, một biến khác không kém phần quan trọng, thể hiện sức khỏe của nền
kinh tế. Tương tự như kết luận của Humpe (2005) và Khil & Lee (2000) cho các nước
châu Á- Thái Bình Dương, lạm phát có tác động tiêu cực đến chỉ số chứng khoán ở mức
ý nghĩa rất cao. Thông thường, chỉ số tiêu dùng (CPI) ôn hòa, ổn định ở mức khoảng 5% là điều kiện lý tưởng để TTCK hoạt động bình thường, tránh sốc nóng, lạnh trong giả định các nhân tố khác liên quan đến TTCK không đổi. Còn khi CPI tăng gây ảnh hưởng đến TTCK qua 4 cơ chế sau:
CPI tăng sẽ trực tiếp làm tăng khó khăn cho các doanh nghiệp gắn với việc phải tăng lãi vay tín dụng, tăng lương và các chi phí đầu vào khác,từ đó làm tăng chi
phí sản xuất và giá bán đầu ra, gây khó khăn về thị trường và nguy cơ đổ vỡ các kế
hoạch, các hợp đồng kinh doanh nhiều hơn. Điều này làm giảm lợi nhuận kinh
doanh và lợi tức cổ phiếu, các Báo cáo tài chính kém sáng sủa và Chứng khoán
của các doanh nghiệp cũng trở nên kém hấp dẫn hơn, đồng nghĩa với việc giảm sút
nhiệt tình đầu tư và sự sôi động của TTCK…
CPI tăng sẽ làm tăng áp lực buộc nhà nước phải thực hiện chính sách tín dụng thắt
chặt, như giảm hạn mức tín dụng, tăng dự trữ bắt buộc, tăng lãi suất cơ bản và lãi chiết khấu ngân hàng,các điều kiện tín dụng khác cũng ngặt nghèo hơn, khiến các nhà đầu tư chứng khoán tiếp cận nguồn tín dụng khó khăn và đắt đỏ hơn, vì vậy
làm giảm đầu tư vào TTCK…
CPI tăng sẽ kéo theo việc phải tăng lãi suất ngân hàng, khiến lãi suất ngân hàng trở nên hấp dẫn hơn kinh doanh chứng khoán, thúc đẩy việc tăng mức gửi tiết
kiệm hoặc mua vàng để bảo toàn tiền vốn của nhà đầu tư, điều này cũng khiến làm thu hẹp dòng đầu tư trên TTCK…
CPI tăng có thể còn gây 2 tác dụng trái chiều khác là: Tăng bán ra các chứng
khoán “xấu” để rút vốn khỏi TTCK, và tăng mua vào những chứng khoán “tốt” để
“ẩn nấp” lạm phát. Xu hướng bán tháo chứng khoán thường xảy ra khi trên TTCK có nhiều hàng hoá - chứng khoán chất lượng thấp và xuất hiện nhiều các tín hiệu
làm giảm sút lòng tin của các nhà đầu tư, nhất là các nhà đầu tư không chuyên
nghiệp, vốn mỏng…
Tuy nhiên, có 2 điểm đáng chú ý riêng có của TTCK Việt Nam hiện nay khiến 4 cơ chế tác động nêu trên không hoàn toàn đầy đủ và tuân theo đúng về logic. Một mặt, dường như các nhà đầu tư không chịu tác động nhiều lắm của các báo cáo tài chính chính thức của các doanh nghiệp và tổ chức có cổ phiếu niêm yết hoặc chưa niêm yết trên
TTCK. Đây là hiện tượng không bình thường, mà nguyên nhân có thể từ 2 phía: một là chất lượng báo cáo tài chính và uy tín thực tế của doanh nghiệp chưa cao; Hai là tâm lý
đầu tư ngắn hạn hoặc tự phát đám đông còn đậm. Mặt khác, lãi suất ngân hàng đang
“thực âm” và lượng tiền trong dân còn lớn, khiến nhu cầu đầu tư chứng khoán vẫn khá
nóng nếu xuất hiện các cơ hội đầu tư hấp dẫn. Ở Việt Nam lạm phát dường như đã ở ngưỡng đỉnh cao, trong khi TTCK lại đang ở đáy cơn sốt lạnh và đang trên đà hồi phục, dù chưa vững chắc.
Như vậy, lạm phát tăng làm giá chứng giảm xuống và ngược lại. Lạm phát tăng, một mặt tác động đến lãi suất phi rủi ro và suất chiết khấu, giảm lượng tiền lưu thông trong dân,
giảm cầu tất cả các loại hàng hóa trong đó có chứng khoán. Ngoài ra, nó lại ảnh hưởng
xấu đến thu nhập trong tương lai của doanh nghiệp do chi phí sản xuất tăng, kỳ vọng về nhà đầu tư cả trong và ngoài nước về nền kinh tế cũng giảm, giảm cầu chứng khoán, giá
chứng khoán giảm xuống.
Đối với biến tỷ giá hối đoái, biến đại diện cho thị truờng ngoại hối, tồn tại mối
quan hệ âm từ tỷ giá đến VN-Index. Nghĩa là khi tỷ giá tăng lên, đồng nội tệ mất giá sẽ
làm chỉ số chứng khoán giảm xuống và ngược lại. Lúc này nền kinh tế còn chịu tác động
của việc tăng lạm phát do đồng tiền trong nước mất giá. Kết quả này cũng tương tự như
nghiên cứu của Ibrahim (2003) cho Malaysia, Maysami và Koh (2000) cho Singapore và Kwon, Shin (1999) cho Hàn Quốc. Điểm nổi bật của những nền kinh tế này là phụ thuộc
nhiều vào giao thương quốc tế, nhập khẩu vốn, máy móc thiết bị và nguyên vật liệu phục
vụ cho quá trình sản xuất. Với Việt Nam nền kinh tế cũng phụ thuộc nhiều vào nhập
khẩu, liên tục nhập siêu nên khi nội tệ mất giá sẽ làm chi phí sản xuất tăng lên, hoạt động
kinh doanh sẽ trở nên khó khăn hơn. Điều này góp phần giảm thu nhập doanh nghiệp trong tương lai, chi trả cổ tức thấp và khiến giá chứng khoán giảm xuống. Bên cạnh đó,
khi đồng tiền trong nước mất giá, lạm phát có thể tăng lên và kỳ vọng nhà đầu tư về nền
kinh tế cũng giảm đi. Một lý do quan trọng nữa là khi nội tệ mất giá, thị trường chứng
khoán không còn hấp dẫn nhà đầu tư nước ngoài nữa do ngoại tệ đắt đỏ hơn, lợi nhuận
chuyển về nước trở nên ít hơn. Tất cả nguyên nhân này lại làm cầu chứng khoán giảm và giá chứng khoán giảm theo.
Kế đến là mối quan hệ âm giữa chỉ số giá chứng khoán với Lãi suất cho vay, biến đại diện cho thị trường tiền tệ. Về mặt lý thuyết, thị trường chứng khoán và thị trường
tiền tệ như hai bình thông nhau của nền kinh tế. Lãi suất ngân hàng tăng hoặc gỉam sẽ
làm chỉ số chứng khoán giảm hoặc tăng. Nó cũng ảnh hưởng đến dòng luân chuyển vốn,
vốn sẽ được chuyển từ thị trường chứng khoán sang thị trường tiền tệ và ngược lại. Khi
lãi suất tăng lên là một trong những nguyên nhân dẫn đến chi phí sử dụng vốn của doanh
nghiệp tăng, dòng thu nhập trong tương lai của doanh nghiệp sẽ giảm. Lãi suất tăng làm giảm dòng ngân lưu của doanh nghiệp, chi phí cơ hội của việc đầu tư vào chứng khoán
cũng tăng lên, suất chiết khấu sẽ thay đổi theo. Và hiện nay, một số nhà đầu tư vay tiền để đầu tư vào thị trường chứng khoán, lãi suất biến động mạnh sẽ tác động mạnh đến
danh mục đầu tư của họ, khi lãi suất tăng họ sẽ giảm cầu về chứng khoán. Một nguyên nhân nữa là lãi suất sẽ có tác động đến doanh nghiệp trong việc đưa ra quyết định tài trợ.
Nếu lãi suất cho vay tăng, doanh nghiệp thay vì đi vay vốn sẽ phát hành chứng khoán, tăng cung cho thị trường. Những tác động này cùng góp phần làm giảm giá chứng khoán,
chỉ số giá chứng khoán giảm. Vì thế, không có gì khó hiểu về mối quan hệ âm này.
Khi cung tiền thay đổi, nó sẽ ảnh hưởng đến lượng tiền lưu thông trong nền kinh
tế, qua đó ảnh huởng đến các biến khác như lãi suất, tỷ giá, lạm phát, sản lượng…Theo
Wong (2005) ảnh hưởng của cung tiền lên giá chứng khoán khá phức tạp. Một chính sách
mở rộng tiền tệ kích thích tăng trưởng kinh tế và làm tăng tiền trong dân. Điều này góp phần làm tăng nhu cầu hàng hóa và các tài sản tài chính khác trong đó có chứng khoán.
Vì vậy, chính sách mở rộng tiền tệ làm giá chứng khoán có xu hướng tăng lên. Ở đây, chúng tôi đồng ý với nghiên cứu của ông.