L ỜI CAM đ OAN
3.4. Tóm tắt chương 3
Chương này trình bày mô hình nghiên cứu VAR, dữ liệu nghiên cứu như giá chứng khoán mà ựại diện là chỉ số chứng khoán VNIndex, cùng các biến vĩ mô như chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, giá dầu, tỷ giá, lãi suất và chỉ số MSCI.
Chương 4. PHÂN TÍCH DỮ LIỆU VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Phân tắch thống kê mô tả
Sử dụng phần mềm Eviews, chạy dữ liệu ta có các kết quả như sau :
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến ựược sử dụng trong nghiên cứu
LNVNI LNOIL LNMSCI LNM2 LNIPI LNEXC LNCPI IR Trung bình 6.2406 4.3944 6.8346 14.2341 4.9398 9.7929 5.2391 0.1034 Trung vị 6.1779 4.3538 6.8630 14.3379 4.9226 9.7860 5.2489 0.0996 Tối ựa 7.0368 4.9302 7.1987 14.7468 5.1830 9.9539 5.6006 0.1692 Tối thiểu 5.5043 3.5785 6.2132 13.4829 4.7227 9.6747 4.8799 0.0699 độ lệch chuẩn 0.3492 0.2943 0.2163 0.4019 0.1462 0.1051 0.2311 0.0304 Hệ số bất ựối xứng Ờ Skewness 0.7472 -0.3155 -1.0676 -0.4311 0.0850 0.3060 -0.0089 0.5923 Hệ số chọn Ờ Kurtosis 3.1038 2.6298 3.9514 1.8020 1.5944 1.5335 1.8170 2.0115 Thống kê Ờ JB 7.3862 1.7613 17.9860 7.1706 6.5988 8.3122 4.6077 7.8351 Xác suất 0.0249 0.4145 0.0001 0.0277 0.0369 0.0157 0.0999 0.0199 Tổng 493.0090 347.1540 539.9310 1124.5000 390.2440 773.6420 413.8850 8.1682 Tổng bình phương chênh lệch 9.5096 6.7546 3.6493 12.5979 1.6665 0.8617 4.1668 0.0722 Số quan sát 79 79 79 79 79 79 79 79
Nguồn : tác giả nghiên cứu thu thập
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thu thập từ tháng 1/2006 ựến tháng 7/2012 nên có tất cả 79 quan sát cho tất cả 8 biến gồm giá chứng khoán VNI, giá dầu OIL, chỉ số giá MSCI, cung tiền M2, chỉ số sản xuất công nghiệp IPI, tỷ giá EXC, chỉ số giá tiêu dùng CPI và lãi suất IR.
4.2. Kiểm tra tắnh dừng unit root test
Dùng phần mềm Eviews ta thực hiện kiểm ựịnh tắnh dừng ADF và có kết quả theo bảng sau :
Bảng 4.2: Kết quả kiểm ựịnh Unit root ADF
Biến sử dụng Level P-value Sai phân bậc 1 P-value Biến sử dụng
VN-index -2.1866 0.2128 -6.2653 0.0000 I(1) CPI -0.3512 0.9113 -3.7954 0.0044 I(1) Tỷ giá -0.0252 0.9529 -9.0793 0.0000 I(1) Giá dầu -2.3364 0.1634 -6.2035 0.0000 I(1) Lãi suất -1.8357 0.3608 -7.6812 0.0000 I(1) M2 -2.2394 0.1944 -8.5405 0.0000 I(1) Chỉ số sản xuất công nghiệp 0.0619 0.9607 -8.5881 0.0000 I(1) Chỉ số MSCI EM -2.1695 0.219 -6.8559 0.0000 I(1)
Kết quả kiểm ựịnh ban ựầu cho thấy các chuỗi không dừng. Sau ựó chuyển qua sai phân bậc 1 thì các chuỗi ựều dừng.
Giả thuyết :
H0: chuỗi không dừng hoặc β=0 H1: chuỗi là dừng hoặc β≠0
Giả thuyết H0 bị bác bỏ nếu như giá trị tuyệt ựối của kiểm ựịnh thống kê ADF lớn hơn so với giá trị tạo ra.
Kết quả cho thấy các biến thay ựổi VN-index, thay ựổi tỷ giá, thay ựổi giá dầu, lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số MSCI EM, cung tiền M2 ựều có ý nghĩa thống kê tại sai phân bậc 1 I(1).
4.3. Xác ựịnh ựộ trễ tối ưu
Việc chọn ựộ trễ tối ưu ựể áp dụng vào mô hình VAR. Nghiên cứu sử dụng các chỉ tiêu thông tin như AIC, BSC, HQ, LR ựể xác ựịnh ựộ trễ tối ưu dùng trong mô hình VAR.
Dùng phần mềm Eviews chạy dữ liệu, ta có kết quả theo các bảng sau :
Bảng 4.3: Xác ựịnh ựộ trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 648.7349 NA 3.28E-18 -17.55438 -17.30337 -17.45435 1 1327.423 1190.028 1.61e-25* -34.39514 -32.13606* -33.49486* 2 1393.163 100.8614* 1.63E-25 -34.44282 -30.17566 -32.74228 3 1454.734 80.97078 2.05E-25 -34.37628 -28.10105 -31.87549 4 1512.235 63.015 3.41E-25 -34.19823 -25.91493 -30.89719 5 1571.127 51.63134 7.25E-25 -34.05829 -23.76691 -29.957 6 1674.328 67.85768 7.37E-25 -35.13227* -22.83281 -30.23072
Dấu * thể hiện ựộ trễựược ựề nghị theo tiêu chuẩn lựa chọn
Tuy nhiên, có ựối lập trong kết quả khi các chỉ tiêu thông tin là FPE, SC và HQ cho rằng ựộ trễ 1, LR cho ựộ trễ tối ưu là 2, AIC cho ựộ trễ tối ưu là 6.
Do ựó, ựể giải quyết vấn ựề này tôi thực hiện kiểm ựịnh tương quan chuỗi LM test.
Kiểm ựịnh Residual Serial Correlation LM Tests với giả thuyết H0: Không có tương quan chuỗi
Bảng 4.4 : Kết quả kiểm ựịnh LM Test
Lags LM-Stat Prob
1 85.6416 0.0368 2 68.9738 0.313 3 74.6224 0.1711 4 58.7598 0.6617 5 55.3137 0.7721 6 65.5707 0.4221 Nhìn vào kết quả bảng kiểm ựịnh ở dưới ta thấy rằng tại các ựộ trễ 2,3,4,5,6 thì giả thuyết H0 ựược chấp nhận tại mức ý nghĩa 5%. Tức là tại các ựộ trễựó mô hình VAR sẽ thỏa mãn ựiều kiện các chuỗi phần dư không có tự tương quan. Với các ựộ trễ sau khi kiểm ựịnh, ta thực hiện phương pháp thử với các ựộ trễ này thì thấy rằng ựộ trễ 3 cho kết quả phù hợp với mô hình nhất.
4.4. Kiểm ựịnh ựồng liên kết Johansen
để tìm kiếm mối quan hệ ựồng liên kết trong dài hạn, ta sử dụng kiểm ựịnh ựồng liên kết với 2 biến và ựồng liên kết ựa biến Johansen. Kiểm ựịnh ựược Johansen (1990) cung cấp 2 kiểm ựịnh thống kê là Maximum Eigenvalue Test và Trace Statistic ựể xác ựịnh số vector ựồng liên kết.
Kiểm ựịnh Trace Statistic test với giả thuyết H0 cho rằng số vector ựồng liên kết nhỏ hơn hoặc bằng r và ngược lại là giả thuyết thay thế H1. Kiểm ựịnh Maximum Eigenvalue Test cho rằng giả thuyết H0 có r vector ựồng liên kết và giả thuyết H1 cho rằng có r+1 vector ựồng liên kết.
Ta xem xét mối quan hệựồng liên kết trong dài hạn giữa các cặp biến VN- index và biến ựộng giá dầu, VN-index và biến ựộng tỷ giá, VN-index và lãi suất, VN-index và chỉ số sản xuất công nghiệp, VN-index và chỉ số giá tiêu dùng CPI, VN-index với cung tiền M2, chỉ số Vn-index với biến ựộng chỉ số MSCI, dựa trên kiểm ựịnh Maximum Eigenvalue Test và Trace Statistic.
Kết quả kiểm ựịnh ựồng liên kết cho từng cặp biến trên phần mềm Eview ựược trình bày trong Bảng 4.5. Trong ựó, có mối tương quan ựồng liên kết trong dài hạn giữa biến ựộng giá dầu và VN-index, giữa VN-index và lãi suất trong mô hình 2 biến. đồng thời, không có mối tương quan ựồng liên kết trong dài hạn giữa VN-index và các biến chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng và biến ựộng tỷ giá, cung tiền M2 và biến ựộng chỉ số MSCI EM.
Bảng 4.5: Kiểm ựịnh ựồng liên kết Johansen với từng cặp biến
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và giá dầu
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.184802 18.69893 15.49471 0.0159 At most 1 0.040857 3.170308 3.841466 0.0750
* Trace test cho thấy có 1 ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng giá dầu tại mức ý nghĩa 5%.
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và chỉ số sản xuất công nghiệp
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.074787 5.934113 15.49471 0.7033 At most 1 0.000349 0.026564 3.841466 0.8705
* Trace test cho thấy không ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng chỉ số sản xuất công nghiệp tại mức ý nghĩa 5%.
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và CPI
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.094524 9.171889 15.49471 0.3497 At most 1 0.021161 1.625520 3.841466 0.2023
* Trace test cho thấy không ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng chỉ số
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và tỷ giá
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.100222 8.031168 15.49471 0.4621 At most 1 6.57E-05 0.004994 3.841466 0.9427
* Trace test cho thấy không ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng tỷ giá tại mức ý nghĩa 5%.
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và cung tiền M2
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.069564 9.188270 15.49471 0.2740 At most 1 0.049158 3.780581 3.841466 0.0564
* Trace test cho thấy không ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng cung tiền M2 tại mức ý nghĩa 5%.
Kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng chỉ số MSCI EM
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.111795 14.73541 15.49471 0.0648 At most 1 * 0.072567 5.725427 3.841466 0.0167
* Trace test cho thấy không ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng chỉ số
MSCI EM tại mức ý nghĩa 5%.
Kiểm ựịnh ựồng liên kết JJ giữa VN-index và biến ựộng lãi suất
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.236623 24.28829 15.49471 0.0018 At most 1 0.048370 3.768036 3.841466 0.0522
* Trace test cho thấy có một ựồng liên kết giữa VN-index và biến ựộng lãi suất tại mức ý nghĩa 5%.
đồng thời, thực hiện kiểm ựịnh ựồng liên kết giữa nhóm biến VN-index, giá dầu, tỷ giá, lãi suất, chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số sản xuất công nghiệp, cung tiền M2 và chỉ số MSCI EM. Kết quảựược trình bày trong bảng 7, cho thấy có 8 vector ựồng liên kết giữa các biến trong mô hình điều ựó có nghĩa là có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến tại mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.6: Kiểm ựịnh ựồng liên kết Johansen trong mô hình ựa biến
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.932850 648.5484 159.5297 0.0000 At most 1 * 0.843480 454.0892 125.6154 0.0001 At most 2 * 0.806792 320.5598 95.75366 0.0000 At most 3 * 0.759353 202.1929 69.81889 0.0000 At most 4 * 0.473137 99.63436 47.85613 0.0000 At most 5 * 0.337053 53.49575 29.79707 0.0000 At most 6 * 0.163243 23.89942 15.49471 0.0022 At most 7 * 0.142483 11.06745 3.841466 0.0009 *Thể hiện bác bỏ giả thuyết Ho ở mức 5%
Kết quả kiểm tra ựồng liên kết (Johansen) bác bỏ giả thuyết Ho là không có quan hệựồng liên kết nào, nghĩa là có tồn tại ắt nhất một mối quan hệ ựồng liên kết của các biến trong mô hình nghiên cứu
Bảng 4.7: Phương trình ựồng liên kết, cân bằng trong dài hạn
LNVNI LNOIL LNMSCI LNM2 LNIPI LNEXC LNCPI IR
1.000000 2.0543 -4.1719 0.5316 7.1537 -0.1501 -4.7252 0.8624
(0.2363) (0.2349) (0.3411) (1.1074) (1.1937) (0.6754) (1.2586)
độ lệch chuẩn trong ngoặc ( )
Hay : VNI = 2.0543OIL Ờ 4.1719MSCI + 0.5316M2 + 7.1537IPI Ờ 4.7252CPI
Phương trình vector ựồng liên kết cho thấy mối cân bằng trong dài hạn, trong ựó : VNI có mối tương quan dương với cung tiền M2, kết quả phù hợp với nghiên cứu của Abdullah và Hayworth (1993). Trong dài hạn mối tương quan
giữa IPI và giá chứng khoán là cùng chiều, giống kết quả nghiên cứu của Fama (1981), Humpe and Macmillan (2007). Mối tương quan giữa tỷ giá và giá chứng khoán trong dài hạn là ngược chiều giống Gunsel and Cukor (2007). Ngược lại với giả thuyết, trong dài hạn mối tương quan giữa lãi suất và giá chứng khoán là cùng chiều, giống kết quả nghiên cứu của Mukherjee và Naka (1995), Gunsel và Cukur (2007). đồng thời, lạm phát tác ựộng ngược chiều ựến giá chứng khoán, như kết quả nghiên cứu của Fama (1981), Humper và Macmillan (2000). Tuy nhiên, giá dầu lại ngược lại với giả thuyết ban ựầu của nghiên cứu khi trong dài hạn mối tương quan giữa giá dầu và giá chứng khoán lại cùng chiều, phù hợp với nghiên cứu của Jung Wook Park and Ronald A. Ratti (2007). Mối liên kết giữa thị trường Việt Nam và thị trường trong khu vực khá yếu, ngược với giả thuyết tương quan giữa tỷ suất sinh lợi MSCI EM và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam là ngược chiều.
4.5. Kiểm ựịnh nhân quả Granger
Dùng phần mềm Eviews ta thực hiện kiểm ựịnh nhân quả Granger và có kết quả theo bảng sau :
Bảng 4.8 : Kết quả kiểm ựịnh nhân quả Granger
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
LNOIL does not Granger Cause LNVNI 77 1.41882 0.2487
LNVNI does not Granger Cause LNOIL 0.07934 0.9238
LNMSCI does not Granger Cause LNVNI 77 1.73721 0.1833 LNVNI does not Granger Cause LNMSCI 0.45054 0.6391 LNM2 does not Granger Cause LNVNI 77 2.09117 0.1310
LNVNI does not Granger Cause LNM2 0.19089 0.8266
LNIPI does not Granger Cause LNVNI 77 2.03705 0.1379
LNVNI does not Granger Cause LNIPI 0.60310 0.5499
LNEXC does not Granger Cause LNVNI 77 0.96359 0.3864
LNVNI does not Granger Cause LNEXC 2.57037 0.0835
LNCPI does not Granger Cause LNVNI 77 2.19865 0.1183
LNVNI does not Granger Cause LNCPI 1.96589 0.1475
IR does not Granger Cause LNVNI 77 3.80660 0.0268
LNMSCI does not Granger Cause LNOIL 77 5.57450 0.0056 LNOIL does not Granger Cause LNMSCI 2.82390 0.0660 LNM2 does not Granger Cause LNOIL 77 1.81033 0.1710
LNOIL does not Granger Cause LNM2 3.22106 0.0457
LNIPI does not Granger Cause LNOIL 77 1.59851 0.2093
LNOIL does not Granger Cause LNIPI 1.67296 0.1949
LNEXC does not Granger Cause LNOIL 77 1.04893 0.3556
LNOIL does not Granger Cause LNEXC 0.08584 0.9178
LNCPI does not Granger Cause LNOIL 77 4.21845 0.0185
LNOIL does not Granger Cause LNCPI 1.56647 0.2158
IR does not Granger Cause LNOIL 77 4.55929 0.0137
LNOIL does not Granger Cause IR 9.32818 0.0002
LNM2 does not Granger Cause LNMSCI 77 0.82832 0.4409
LNMSCI does not Granger Cause LNM2 1.50971 0.2279
LNIPI does not Granger Cause LNMSCI 77 0.07440 0.9284 LNMSCI does not Granger Cause LNIPI 0.30695 0.7366 LNEXC does not Granger Cause LNMSCI 77 0.33884 0.7137 LNMSCI does not Granger Cause LNEXC 0.88936 0.4154 LNCPI does not Granger Cause LNMSCI 77 0.00708 0.9929 LNMSCI does not Granger Cause LNCPI 4.69393 0.0121 IR does not Granger Cause LNMSCI 77 5.41336 0.0065
LNMSCI does not Granger Cause IR 7.07255 0.0016
LNIPI does not Granger Cause LNM2 77 0.31351 0.7319
LNM2 does not Granger Cause LNIPI 11.3186 5.E-05
LNEXC does not Granger Cause LNM2 77 0.40298 0.6698
LNM2 does not Granger Cause LNEXC 2.68967 0.0747
LNCPI does not Granger Cause LNM2 77 3.18442 0.0473
LNM2 does not Granger Cause LNCPI 4.89643 0.0101
IR does not Granger Cause LNM2 77 1.40488 0.2520
LNM2 does not Granger Cause IR 4.46450 0.0149
LNEXC does not Granger Cause LNIPI 77 7.28277 0.0013
LNIPI does not Granger Cause LNEXC 6.96347 0.0017
LNCPI does not Granger Cause LNIPI 77 9.56137 0.0002
LNIPI does not Granger Cause LNCPI 0.29670 0.7442
IR does not Granger Cause LNIPI 77 2.25799 0.1119
LNIPI does not Granger Cause IR 1.09486 0.3401
LNCPI does not Granger Cause LNEXC 77 2.68666 0.0749
IR does not Granger Cause LNEXC 77 1.07373 0.3471
LNEXC does not Granger Cause IR 0.20580 0.8145
IR does not Granger Cause LNCPI 77 0.39830 0.6729
LNCPI does not Granger Cause IR 13.7901 9.E-06
Mặc dù kiểm ựịnh Johansen cho thấy có mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến nhưng không thấy ựược hướng quan hệ. Do ựó, kiểm ựịnh Granger cho biết hướng trong quan hệ giữa các biến . Nếu P-value < 10% , bác bỏ Ho, nhận H1 . Kết quả cho thấy, có mối quan hệ nhân quả 2 chiều giữa các cặp biến như : giá dầu Oil và chỉ số MSCI EM, lãi suất IR và giá dầu Oil, lãi suất IR và chỉ số MSCI, chỉ số giá tiêu dùng CPI và cung tiền M2, tỷ giá EXC và chỉ số sản xuất công nghiệp IPI. Và có mối quan hệ nhân quả Granger một chiều từ chỉ số giá chứng khoán VNIndex ựến tỷ giá EXC. Biến ựộng giá dầu là nguyên nhân dẫn ựến biến ựộng tỷ suất sinh lợi MSCI EM và cung tiền M2. Bên cạnh ựó, chỉ số CPI cũng là nguyên nhân ảnh hưởng ựến thay ựổi giá dầu Oil, chỉ số sản xuất công nghiệp IPI và biến ựộng tỷ giá CPI. Lãi suất cũng có mối quan hệ nhân quả một chiều với giá chứng khoán VNIndex. Cung tiền M2 cũng có quan hệ nhân quả một chiều tới tỷ giá EXC và lãi suất IR.Ngoài ra, biến ựộng chỉ số MSCI cũng là nguyên nhân ảnh hưởng ựến chỉ số giá tiêu dùng CPI
4.6. Kết quả kiểm ựịnh mô hình VAR
Dùng phần mềm Eviews ta thực hiện kiểm ựịnh mô hình VAR và có kết quả theo bảng sau :
Bảng 4.9: Tóm tắt phương trình hồi quy theo VAR giữa các biến vĩ mô và VN-index
Phương trình dự báo
VNI = 0.26 VNIt-1 Ờ 0.65 OILt-1 +0.57 MSCIt-1 Ờ 1M2t-2 Ờ 3.05 IRt-3
-0.1444 -0.2071 -0.2359 -0.5778 -1.4436
[1.7754] [-3.1458] [2.4241] [-1.7262] [2.1152]
Adj. R-squared 0.31
OIL = 0.41 MSCIt-1 - 0.27 IRt-1 - 2.34 EXCt-3 + 3.46 CPIt-1