IV. PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨ U
4.2 Kết quả kiểm tra tính dừng
Đểkiểm tra tính dừng của dữliệu, kiểm định nghiệmđơn vị bằng Augmented Dickey Fuller và KPSS được sửdụng. Kết quả kiểm định được thểhiện trong Bảng 4.2.
Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị (Toàn mẫu)
Biến ADF-level ADF-1stdif. KPSS-level KPSS -1stdif. VNI -1.218259 -20.00464* 0.794445* 0.085745
FX -1.071579 -48.29962* 1.279160* 0.047092
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.0
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vịcho thấy: kiểm định ADFởsai phân bậc 1 (1st difference) của biến FX và VNI có giá trị lớn hơn ADFcủa biến FX và VNI ở mức Level: điều này chỉra rằng Giảthiết:H0(biến không dừng) không thểbịbác bỏ ởcác mức Level (at levels) nhưng được bác bỏ ởsai phân bậc 1 (1stdifference) của tất cảbốn biến với mức ý nghĩa 5%. Hay nói cách khác, chu ỗi dữliệu được sửdụng trong mô hình không dừngởsai phân bậc nhất của logarit tựnhiên.
Tuy nhiên, do chuỗi dữ liệu chứa điểm gãy nội sinh nên kiểm định nghiệm đơn vịtiếp tục được sử dụng để kiểm tra tính dừng nhưng lần này kiểm định được dựa trên mô hình Zivot và Andrew (1992). Bảng 4.3 trình bày kết quảkiểm định và cho thấy rằng không thể bác bỏ giả thiết nghiệm đơn vị đối với chỉ số giá chứng khoán. Nhưng bác bỏgiảthiết nghiệm đơn vị đối với chuỗi tỷ giá với mức ý nghĩa 1%.
Bảng 4.3: Kiểm định tính dừng với điểm gãy
Biến ZA
VNI -3.758097
[1307]
FX -4.778067*
[1754]
* Mức ý nghĩa ở 1%. Điểm gãy trong ngoặc [ ]
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.0
4.3 Kết quảkiểm định đồng liên kết
Kiểm định đồng liên kết hai bước bởi Engle và Granger (1987)được sửdụng. Kết quả của phương pháp kiểm định trên cho thấy giữa các chuỗi dữliệu không có
quan hệ đồng liên kết. Do đó, kiểm định nhân quả và kiểm định VAR không hiệu chỉnh sai sốsẽ được tiến hành tiếp theo.
Bảng 4.4: Kiểm định đồng liên kết dựa trên phần dư
Biến phụthuộc E-G
VNI -1.16794
FX -0.914853
Mức ý nghĩa của kiểm định EG được thể hiện qua việc sử dụng McKinnon (1990)
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.0
4.4 Kết quảkiểm định nhân quảtuyến tính
Tiếp theo, kiểm định nhân quảtuyến tính Grangerđược áp dụng giữa tỷgiá và chỉsốgiá chứng khoán dựa trên thông số Bayesian Schwarz đểlựa chọn độtrễthích hợp. Kết quả từBảng 4.5 cho thấy là không có bất kỳ mối quan hệ nhân quảtuyến tính hai chiều nào giữa tỷgiá và chỉ sốchứng khoán cho toàn bộ mẫu dữliệu. Tuy nhiên có mối quan hệ nhân quả một chiều từ chỉ số giá chứng khoán đến tỷ giá trong giai đoạn từ 2002 đến 2009.
Bảng 4.5: Kiểm định nhân quảGranger Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012 VNI -/→FX 0.93437 3.13689 0.69121 (0.3930) (0.0437) (0.5014) FX -/→VNI 0.8933 0.19924 0.09992 (0.4094) (0.8194) (0.9049)
Ký hiệu -/→ thểhiện không có mối quan hệnhân quả
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.0
Bảng 4.6 thể hiện kết quả của hàm phảnứng đẩy (IR). Kết quảtừ hàm phản ứng đẩy hoàn toàn phù hợp với kết luận từ kiểm định nhân quả tuyến tính Granger trong Bảng 4.5.
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng của hàm phảnứng đẩy
Bảng A: phảnứngđẩy của chỉsốgiá chứng khoán với tỷgiá
Giai đoạn (ngày) Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012
1 0.000000 0.000000 0.000000
2 0.000176 0.000323 0.000109
3 0.000478 0.000364 -0.000236
4 0.000127 8.84E-05 -4.86E-05
5 -0.000374 -2.46E-06 -1.50E-06
6 -9.86E-05 -8.32E-06 7.03E-07
7 4.29E-05 -2.71E-06 3.34E-07
8 3.20E-05 -2.39E-07 8.91E-08
9 -2.99E-05 1.50E-07 9.21E-09
10 -2.10E-05 7.37E-08 -1.19E-09
Bảng B: phảnứngđẩy của tỷgiá với chỉsốgiá chứng khoán
Giai đoạn (ngày) Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012
1 -3.43E-05 -5.10E-05 7.47E-06
2 -5.97E-05 -7.49E-05 6.70E-06
3 -3.25E-05 -5.43E-05 0.000202
4 -5.62E-06 -1.09E-05 3.84E-05
5 -7.43E-06 1.10E-06 8.59E-07
6 -7.77E-06 1.31E-06 -6.86E-07
7 -5.13E-06 3.65E-07 -2.95E-07
8 -1.65E-06 1.58E-08 -7.28E-08
9 -9.38E-07 -2.60E-08 -6.66E-09
10 -1.00E-06 -1.06E-08 1.21E-09
* Mức ý nghĩa ở1%, ** Mức ý nghĩa 5%, *** mức ý nghĩa ở10%
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.0
Đểloại bỏcác thành phần biến động trong chuỗi dữliệu bằng cách tiến hành các ước lượng GARCH đểcó kết quả hợp lý hơn trong kiểm định nhân quả tuyến tính. Bảng 4.7 trình bày kết quả mô hình GARCH(1,1) đối với toàn bộ mẫu cũng như hai mẫu phụ. Một vấn đềphát sinh trong kết quả từ ước lượng GARCH là tồn tại các hệ số nhỏ hơn 0 và tổng các hệ số lớn hơn 1. Vì vậy, để khắc phục vấn đề trên, mô hình ước lượng Integrated GARCH hay IGARCH(1,1) được sử dụng. Kết quảtừ mô hình IGARCH cho thấy các hệsố đều có ý nghĩa. Do đó, có thểcác biến động trong chuỗi dữliệu đã ảnh hưởng đến kết quảkiểm định nhân quả trước đó.
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng GARCH(1,1)
Sự thay đổi trong sai phân bậc nhất logarit tựnhiên tỷgiá
c ϖ α β β + α
Full sample 0.000143 3.26E-06 -0.000785 0.519942 0.519157 0.3539 0.4112 0.4186 0.3735 IGARCH 0.000352 -5.54E-06 1.000006 1.00 0.0000 0.0000 0.0000 2002- 2009 8.65E-05 1.30E-06 -0.00325 0.544684 0.541439 0.4782 0.3532 0.1049 0.2668 IGARCH 0.000899 -0.00037 1.000373 1 0.0000 0.0000 0.0000 2009 - 2012 0.000315 1.17E-05 -0.002986 0.511542 0.508556 0.7189 0.3767 0.0001 0.3535 IGARCH 0.000301 -0.10E-06 1.000009 1 0.0000 0.0000 0.0000
Sự thay đổi trong sai phân bậc nhất logarit tựnhiên chỉsốchứng khoán
c ϖ α β β + α
Full sample -0.000653 4.10E-06 0.414165 0.664948 1.079113 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 IGARCH -0.000236 0.108117 0.891883 1 0.0113 0.0000 0.0000 2002- 2009 -0.000207 2.60E-06 0.370124 0.686803 1.056927 0.2021 0.0000 0.0000 0.0000 IGARCH 0.000110 0.181269 0.818731 1 0.1233 0.0000 0.0000 2009 - 2012 -0.001006 5.53E-05 0.257445 0.534295 0.79174 0.1159 0.0000 0.0001 0.0000
Bảng 4.8 trình bày kết quảkiểm định nhân quảtuyến tính với chuỗi đãđư ợc xử lý các biến động. Giống như kết quả từ bảng 4.5, giữa tỷ giá và chỉ số chứng khoán không có bất kỳ mối quan hệ nhân quả tuyến tính nào trong toàn bộ mẫu quan sát cũng như ởcác mẫu phụ.
Bảng 4.8: Kiểm định nhân quảvới chuỗi dữliệu được xửlý biến động
Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012
VNI -/→FX 0.13591 0.15447 0.94617
0.8729 0.8569 0.3888
FX -/→VNI 0.1647 0.01464 0.54781
0.8482 0.9855 0.5785
Ký hiệu -/→thểhiện không có mối quan hệnhân quả, * mức ý nghĩa ở5% Sửdụng IGARCH(1,1) đểxửlý biến động.
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.
Bảng 4.9 trình bày kết quảtừhàm phản ứng đẩy với các chuỗi đãđược xửlý biến động. Tương tự với kết quả từ kiểm định nhân quả tuyến tính, giữa tỷ giá và chỉsốchứng khoán không có bất kỳmối quan hệ tác động qua lại với nhau.
Bảng 4.9: Kết quả ước lượng của hàm phảnứng đẩy với chuỗi dữliệu đãđư ợc
xửlý biến động
Bảng A: phảnứng của chỉsốgiá chứng khoán với tỷgiá
Giai đoạn (ngày) Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012
1 0.000000 -0.953271 0.000000 2 -0.891717 8.522196 0.563688 3 -0.168189 3.520015 -2.173298 4 -1.321833 4.059557 -0.324595 5 -0.345009 2.874491 -0.000271 6 -0.082527 2.591881 0.001687 7 -0.157430 2.079811 0.003434 8 -0.067939 1.761886 0.001025 9 -0.021837 1.454027 7.95E-05 10 -0.021799 1.214960 -6.49E-06
Bảng B: Phảnứng của tỷgiá với chỉsốgiá chứng khoán
Giai đoạn (ngày) Toàn mẫu 2002- 2009 2009 - 2012
2 -287.9695 -242.2093 -6.459907 3 -54.28467 -224.5894 1077.905 4 199.4659 -190.9582 155.2410 5 6.698827 -155.5934 -0.139459 6 -4.892904 -130.0451 -1.232585 7 20.45830 -107.9302 -1.765478 8 4.522258 -89.95445 -0.499644 9 0.281911 -74.81693 -0.037106 10 2.362050 -62.28475 0.003941
Nguồn: Tác giảtính dựa trên Eview 6.
V. KẾT LUẬN
5.1 Kết luận
Mục tiêu của bài nghiên cứu là kiểm định mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối thông qua việc kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá USD/VND và chỉ số chứng khoán VNINDEX trong giai đoạn 2002 – 2012 bằng phương pháp kiểm định đồng liên kết, kiểm định nhân quả tuyến tính Granger, hàm phảnứng đẩy từmô hình VAR. Kết quảtừkiểm định đồng liên kết cho thấy không tồn tại quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá và chỉ số chứng khoán VNINDEX. Điều này cho thấy không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa hai biến này. Kết quả từ kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy không tồn tại mối quan hệnhân quảgiữa tỷgiá USD/VND và chỉsốchứng khoán VNINDEX.
Hàm phản ứng đẩy cũng cho kết quả tương tự. Điều này hàm ý rằng cả hai cách tiếp cận theo quan điểm truyền thống và quan điểm danh mục đều không phù hợp tại thị trường Việt Nam. Từkết quả trên, có thểrút ra kết luận rằng giữa tỷgiá hối đoái vàchỉ số giá chứng khoán không có bất kỳ mối quan hệnào trong khoảng thời gian 2002 – 2012 tại thị trường Việt Nam. Hay nói cách khác, giữa thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối không tồn tại mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn.
Về mặt định lượng đã cho kết quả không tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán và tỷ giá tại Việt Nam trong thời kỳ nghiên cứu từ năm 2002 đến năm 2012.
Về mặt định tính, thị trường chứng khoán Việt Nam tuy đã có hơn 10 năm hình thành và phát triển nhưng thực tế thị trường vẫn chưa hoàn thiện về khung pháp lý vàđặc biệt thị trường chứng khoán tại Việt Nam chưa phải là hàn thử biểu cho cảnền kinh tế. Hiện tượng bất cân xứng thông tin là rất phổ biến tại thị trường chứng khoán Việt Nam và các cơ quan quản lý chưa có biện pháp mạnh để răn đe và hạn chếhiện tượng này.Hơn thếnữa, việc ban hành chính sách vĩ mô chưa đư ợc Chính phủ ban hành tín hiệu một cách rõ ràng và thống nhất đến thị trường. Ví dụ: việc tăng biên độ tỷ giá trước khi được Ngân hàng Nhà nước ban hành thì trong thị trường đã có những “tin đồn” được lan truyền trong giới đầu tư, chính điều này cũng đã tácđ ộng đến tâm lý và nhàđầu tư sẽ đổsô bán cổphiếu, làm cho thị trường giảm mạnh. Đến khi thông tin về tỷ giá được chính thức ban hành thì thị trường đã phản ánh những thông tin tiêu cực này vào giá vì vậy khi thông tin được chính thức ban hành đã không tạo tác động ngay tức thời đến thị trường.
Kết quả đạt được của đề tài đem so với các kết quả trước đây chỉ mang tính tương đối bởi vì mỗi quốc gia trên thế giới có thể chế chính trị, kinh tế và xã hội khác nhau. Cách vận hành của nền kinh tế cũng khác nhau nhất là quy mô thị trường cũng như tính chuyên nghiệp của thị trường chứng khoán Việt Nam không thể đem so sánh với các quốc gia khác được. Ngay cả đề tài nghiên cứu có trước trong nước nhưng thời gian nghiên cứu khác nhau nghĩa là chuỗi số liệu của biến nghiên cứu khác nhau cũng cho ra các kết quả khác nhau. Đặc biệt, thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn còn non trẻvà khung pháp lý chưa hoàn thiện nên bịtác động bởi rất nhiều yếu tốmà không thể đo lường được nên kết quảcó thểkhông thể hiện đúng hoàn toàn diễn biến thực tế trên thị trường. Tuy nhiên khoa học lúc nào cũng đảm bảo tính khách quan về mặc cơ sở lý thuyết trong phương pháp luận vì vậy kết quả nghiên cứu trong luận văn khi so sánh với kết quả nghiên cứu các các tác giả khác trong và ngoài nước cũng có những điểm tương đồng.
Nghiên cứu của Lê Xuân Sang (2012) đã kết luận rằng trong dài hạn lạm phát và lãi suất cho vayởkhu vực phi sản xuất có tác động ngược chiều lên chỉsố VN-INDEX, tuy nhiên giá vàng trong nước tác động cùng chiều lên VN-INDEX ngoài ra tỷ giá USD/VND không có tác động đên chỉ số VN-INDEX. Trong ngắn hạn VN-INDEX chỉbị tác động cùng chiều bởi độtrễ là 1 và ngược chiều với độtrễ là 2.Như vậy, kết quảnghiên cứu của học viên trùng với kết quảnghiên cứu của Lê Xuân Sang (2012) vềmối quan hệ giữa tỷ giá và chỉ sốgiá chứng khoán. Ngoài ra, theo như kết quả nghiên cứu của Nguyễn Phú Hiếu (2011) khi nghiên cứu sự tác động của tỷ giá, lạm phát và lãi suất bình quân liên ngân hàng đến chỉ số chứng khoán trong giai đoạn 2005 đến 2009. Nghiên cứu cho thấy trong dài hạn yếu tốlãi suất và lạm phát tác động ngược chiều đến chỉsốgiá chứng khoán, trong ngắn hạn chỉ có yếu tố lãi suất tác động ngược chiều đến giá chứng khoán và tác giả cũng không tìm thấy mối quan hệgiữa tỷgiá và chỉsốgiá chứng khoán.
Về nghiên cứu của các tác giả nước ngoài, do Việt Nam là nước đang phát triển nên đểcó sựso sánh chính xác với kết quảnghiên cứu từluận văn, học viên sử dụng kết quả nghiên cứu của một số tác giảkhi nghiên cứu về các nước đang phát triển và các nước trong khu vực. Agus Harjit và Carl McGowan (2005) khi nghiên cứu vềmối quan hệ giữa tỷgiá và chỉsốgiá chứng khoán tại bốn nước Đông Nam Á là Indonesia, Philippines, Singapore và Thái Lan trong giai đoạn 1993 – 2002 cũng đã kết luận rằng không có mối quan hệ nhân quả giữa hai biến nghiên cứu tại Thái Lan và Singapore. Naeem Muhammad và Sbdul Rrasheed (2002) khi nghiên cứu mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa giá chứng khoán và tỷ giá tại 4 nước Nam Á Pakistan, Ấn Độ, Sri Lanka và Bangladesh cũng đã kết luận rằng không có mối quan hệ giữa tỷgiá và chứng khoán đối với Pakistan và Ấn độ, không có mối quan hệ ngắn hạn tại Bangladesh và Sri Lanka. Ajayi và các cộng sự (1998) khi phân tích mối quan hệnhân quảgiữa chỉsốgiá chứng khoán và thị trường tiền tệtại Indonesia, Philippines, Hàn Quốc, HongKong, Singapore, Thái Lan, Malaysia, Đài Loanđã kết luận rằng không có mối quan hệ cụ thể nào tại HongKong, Singapore, Thái Lan hay Malaysia. Kết quả nghiên cứu trên cũng cho thấy có mối quan hệ
nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán đến thị trường tiền tệ tại Indonesia và Philippines, trong khi đó tại Hàn Quốc đã cho kết quả ngược lại. Abdalla and Murinde (1997) khi phân tích mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá tại Ấn Độ, Hàn Quốc, Pakistan, và Philippines cũng không tìm thấy mối quan hệnhân quả tại thị trường Philippines.
Vì yếu tố thời gian của học viên nên học viên sử dụng dữ liệu nghiên cứu trong khoảng thời gian từ 2002 đến 2012. Vì vậy nếu có điều kiện thì các nghiên cứu sau cần cập nhật dữliệu đến năm 2013 để nhìn thấy rõ hơn mối quan hệ nhân quảgiữa chỉsốgiá chứng khoán và tỷgiá tại thị trường Việt Nam.
Ngoài ra, sự tác động đến chỉsốgiá chứng khoán thì ngoài yếu tố tỷ giá thì còn có những biến vĩ mô khác vì vậy đểlàm rõ hơn sự tác động của các biến vĩ mô lên chỉ số giá chứng khoán thì sẽ cần thêm những nghiên cứu và phân tích để tìm hiểu rõhơnmối quan hệnhân quảnày.
5.2 Đềxuất, kiến nghị
Quá trình hình thành và phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam cũng đã trải qua nhiều giai đoạn thằng trầm cũng như hưng thịnh. Tuy thị trường