Các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến động thị trường chứng khoán Việt Nam

FinancePlus - 

(Tài chính) Trong kỳ I của bài viết (Tạp chí Tài chính số 11/2013), các tác giả đã trình bày các cơ sở lý thuyết về những ảnh hưởng của 4 yếu tố kinh tế vĩ mô bao gồm: chỉ số giá tiêu dùng, tỷ giá hối đoái VND/USD, cung tiền và giá vàng đến thị trường chứng khoán. Trong kỳ II của bài viết này, nhóm tác giả sẽ tập trung làm rõ ảnh hưởng của các yếu tố này trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Tổng số 4 yếu tố kinh tế vĩ mô là lạm phát (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), cung tiền (M2), giá vàng trong nước (DGP) và chỉ số VN-Index (VNI) sẽ được sử dụng trong phân tích. Các biến số kinh tế vĩ mô được thống kê thường xuyên hàng tháng từ tháng 1/2004 đến 12/2011 từ số liệu thống kê tài chính (IFS) của Quỹ Tiền tệ quốc tế, ngoại trừ chỉ số VN-Index, giá vàng trong nước (những dữ liệu này được thu thập từ HSX và Báo cáo thường niên của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam). Lý do lựa chọn dữ liệu hàng tháng vì hầu hết các biến số kinh tế vĩ mô của Việt Nam có thể thu thập được hàng tháng.

Những biến được sử dụng dưới dạng Logarith tự nhiên (LVNI, LCPI, LEX, LM2 và LDGP). Việc chuyển đổi dữ liệu gốc sang Logarith cho các biến nhằm giảm bớt độ phân tán cao cũng như có một số quan sát có giá trị bất thường của dữ liệu gốc và việc dùng dữ liệu dưới dạng Logarith để thuận lợi trong việc nhận dạng và phân tích dữ liệu.

Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp được sử dụng là nghiên cứu định lượng. Với dữ liệu chuỗi thời gian theo tháng nên ta có tất cả 96 quan sát cho mỗi biến trong nghiên cứu. Trên cơ sở dữ liệu chuỗi thời gian, nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định DF bổ sung là ADF (Augemented Dickey-Fuller test) để xác định tính dừng, kiểm định đồng tích hợp bằng phương pháp của Johansen và Juselius để xem xét có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến đang nghiên cứu.

Khi các chuỗi dữ liệu không dừng và tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp thì phương pháp hồi quy đồng tích hợp bằng kỹ thuật bình phương bé nhất đã được hiệu chỉnh hoàn toàn sẽ được áp dụng để xác định mối quan hệ trong dài hạn; kiểm định nhân quả Granger để xác định mức độ ảnh hưởng của các biến trong ngắn hạn; trong khi đó mô hình hiệu chỉnh sai số sẽ giúp theo dõi quá trình điều chỉnh của thị trường chứng khoán Việt Nam từ trạng thái ngắn hạn hướng tới cân bằng trong dài hạn.

Kết quả nghiên cứu

Kiểm định nghiệm đơn vị và bậc tích hợp

Phương pháp kiểm định ADF được sử dụng để tìm ra trình trạng tồn tại nghiệm đơn vị (a UnitRoot Test) trong tất cả dữ liệu của các biến. Từ kết quả kiểm định ở bảng 1 cho thấy chuỗi dữ liệu ban đầu là không dừng (hay có nghiệm đơn vị). Với mức ý nghĩa 5%, chuỗi dữ liệu các biến đều dừng ở mức sai phân bậc 1. Như vậy, bậc tích hợp của tất cả các biến là 1 hay I (1). Bước tiếp theo của nghiên cứu là kiểm định đồng tích hợp của Johansen để xác định giữa các biến có mối quan hệ đồng tích hợp là cơ sở cho việc xác lập mối quan hệ trong dài hạn.

Kiểm định đồng tích hợp

Kết quả trong bảng 2 và bảng 3 cho thấy cả hai kiểm định mà Johansen và Juselius (1990) đưa ra là kiểm định vết ma trận (trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (Max-eigenvalue) đều khẳng định tồn tại ít nhất một véctơ đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng minh rằng có một mối quan hệ dài hạn mạnh (đồng tích hợp) giữa các biến nghiên cứu.

Lựa chọn độ trễ tối ưu

Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình sẽ được thực hiện bằng cách ứng dụng mô hình VAR cho các chuỗi dữ liệu ban đầu của các biến với độ trễ tối đa là 5. Mô hình VAR sẽ tự động lựa chọn độ trễ tối ưu dựa trên các tiêu chuẩn: tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ) để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình.

Mô hình hồi quy đồng tích hợp

Với kết quả ước lượng FMOLS, chúng ta có mô hình ảnh hưởng của lạm phát (LCPI), tỷ giá (LEX), lượng cung tiền (LM2) và giá vàng trong nước (LDGP) lên LVNI trong dài hạn.

Từ kết quả mô hình hồi quy đồng tích hợp, ta thấy:

- Lạm phát (LCPI): hệ số hồi quy của biến lạm phát là âm cho thấy kết quả phù hợp với giả thuyết nghiên cứu. Cụ thể, thay đổi của chỉ số giá chứng khoán với lạm phát là tương đối cao (6.947153), nghĩa là nếu lạm phát tăng 1% làm cho chỉ số giá chứng khoán giảm khoảng 6,95%. Điều này phản ánh đúng thực trạng của thị trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua.

- Lượng cung tiền (LM2) có quan hệ cùng chiều với chỉ số chứng khoán trong dài hạn, lượng cung tiền M2 tăng 1% dẫn đến chỉ số giá chứng khoán tăng lên khoảng 2,05% (hệ số hồi quy của biến cung tiền là dương cho thấy kết quả phù hợp với giả thuyết nghiên cứu). M2 gia tăng thể hiện sự mở rộng về chính sách tiền tệ nên nguồn cung tiền trên thị trường cũng gia tăng. Cả doanh nghiệp và nhà đầu tư có nhiều cơ hội tiếp cận vốn.

- Giá vàng trong nước (LDGP): ở mức ý nghĩa thống kê 5%, hệ số hồi quy của biến giá vàng trong nước có ảnh hưởng dương đến chỉ số giá chứng khoán. Kết quả trong dài hạn, tác động của biến giá vàng trong nước trong mô hình lại khác so với giả thuyết nghiên cứu. Khi giá vàng trong nước tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán tăng lên khoảng 1,54%. Các giao dịch như mua bán bất động sản hoặc sử dụng vàng làm đồ trang sức đã ăn sâu vào lối sống của người Việt Nam, khiến cho cầu về vàng tăng theo tốc độ tăng trưởng kinh tế cũng như khả năng tích lũy của người dân. Như vậy, vàng vẫn là một tài sản trong danh mục đầu tư của nhà đầu tư cùng với các loại tài sản khác và sự biến động cùng hướng với chỉ số giá chứng khoán là một kết quả khác biệt hơn so với các kết quả thực nghiệm của các nghiên cứu ở các nước khác do những nét riêng về phong tục, đặc thù nền kinh tế, chế độ chính trị ở Việt Nam…

- Kết quả ước lượng cũng cho thấy: yếu tố tỷ giá không có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

Như vậy, trong dài hạn yếu tố lạm phát có mối quan hệ ngược chiều đến chỉ số chứng khoán Việt Nam (xấp xỉ 6,95%) với mức động mạnh nhất, tiếp theo là yếu tố lượng cung tiền M2 (xấp xỉ 2,05%). Giá vàng trong nước có ảnh hưởng nhỏ nhất (xấp xỉ 1,54%). Hai yếu tố cung tiền M2 và giá vàng trong nước có mối quan hệ cùng chiều lên chỉ số giá chứng khoán.

Mô hình hiệu chỉnh sai số

Mối quan hệ trong ngắn hạn của mô hình là xét đến tính chất nhất thời của thời điểm đang nghiên cứu và xem xét đến độ biến động của chỉ số giá chứng khoán qua từng tháng chịu ảnh hưởng bởi biến thiên của các yếu tố kinh tế vĩ mô (biến độc lập) và chính bản thân biến chỉ số giá chứng khoán.

Sau khi đã xác định kết quả có tồn tại đồng tích hợp giữa các biến đang nghiên cứu thì ECM được áp dụng để xem xét mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến LVNI, LCPI, LEX, LM2 và LDGP.

Do sai phân bậc 1 của các biến là chuỗi dừng và có độ trễ là một tháng tác động nên nghiên cứu có thể sử dụng kỹ thuật OLS, thêm phần dư có độ trễ t-1 được đưa vào trong mô hình nhằm bảo đảm quan hệ dài hạn được thỏa mãn.

Dựa vào bảng 7, các hệ hồi quy số có ý nghĩa thống kê ở mức 1% được chọn là LVNIt-1 và ECTt-1; trong khi đó ΔLEX có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.

Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến động chỉ số giá chứng khoán như sau:

- ΔLVNIt-1: với mức ý nghĩa 1%, hệ số biến thiên một tháng giao dịch trước đó của chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều với biến thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại với mức độ tác động không lớn. Biến thiên của chỉ số giá chứng khoán tháng trước tăng 1% thì biến thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại tăng khoảng 0,36%.

- ΔLEX: ở mức ý nghĩa 10%, biến thiên của tỷ giá hối đoái có mối quan hệ ngược chiều với biến thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại. Biến thiên tỷ giá hối đoái tăng 1% thì biến thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại giảm khoảng 1,63%. Kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy sự biến động thị trường chứng khoán là do yếu tố tỷ giá gây ra. Tỷ giá biến động theo hướng đồng Việt Nam giảm giá có thể tạo ra những hoài nghi về các chính sách ổn định tỷ giá của Ngân hàng Nhà nước, các nhà đầu tư nước ngoài sẽ lo ngại nhiều hơn về những bất ổn kinh tế vĩ mô, nhất là đối với các khoản đầu tư trung và dài hạn.

- ECTt-1= – 0.130426: có nghĩa là giá trị biến thiên của chỉ số chứng khoán (ΔLVNI) bị khử đi khoảng 0,130426; đây cũng là mức chênh lệch giữa biến thiên ngắn hạn và dài hạn. Chúng ta thấy rằng hệ số ước lượng của ECT ở độ trễ t-1 trong ngắn hạn có dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số điều chỉnh mất cân bằng của ECTt-1 đã đảm bảo rằng nghiên cứu có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở phần trước theo giả thuyết của Engle và Granger (1987). Đồng thời, hệ số của ECTt-1 âm cũng cho thấy sự điều chỉnh biến chỉ số giá chứng khoán là do hệ số này điều chỉnh sai số. Điều này chứng tỏ những cú sốc hoặc biến động ngắn hạn sẽ làm ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán Việt Nam và mất khoảng gần 8 tháng để các điều chỉnh trong ngắn hạn đạt được điểm cân bằng trong dài hạn.

Như vậy, trong ngắn hạn, chỉ số giá chứng khoán sẽ bị tác động bởi xu hướng biến động của chỉ số giá chứng khoán tháng giao dịch trước đó và tỷ giá hối đoái.

Kiểm định quan hệ nhân quả Granger

Mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá chứng khoán Việt Nam với các yếu tố kinh tế vĩ mô với độ trễ là một tháng. Kết quả cho thấy: chỉ số giá chứng khoán Việt Nam có mối quan hệ nhân quả một chiều với tỷ giá hối đoái ở mức ý nghĩa 10%. Trong trường hợp này, ta có biến thiên của tỷ giá hối đoái là nguyên nhân biến thiên của chỉ số giá chứng khoán.

Kết luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy các chuỗi dữ liệu đều dừng ở sai phân bậc 1, nghĩa là bậc của các biến là I(1), có ít nhất một mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến được tìm thấy làm cơ sở cho việc áp dụng kỹ thuật hồi quy đồng tích hợp để xác định mối quan hệ trong dài hạn; đồng thời mô hình hiệu chỉnh sai số và kiểm định nhân quả Granger sẽ cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong ngắn hạn.

Trong dài hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy: lạm phát có mối quan hệ nghịch biến đến chỉ số giá chứng khoán, lượng cung tiền M2 và giá vàng trong nước có mối quan hệ cùng chiều với chỉ số giá chứng khoán; trong khi đó tỷ giá hối đoái lại không có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán. Còn trong ngắn hạn, chỉ số giá chứng khoán hiện có mối quan hệ với chỉ số giá chứng khoán tháng trước với tương quan cùng chiều và ngược chiều với tỷ giá hối đoái. Kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy tỷ giá hối đoái là nguyên nhân gây ra biến động của chỉ số giá chứng khoán.

Vì thị trường chứng khoán Việt Nam tương đối nhỏ so với thị trường tại các nước có nền kinh tế phát triển nên thị trường chứng khoán Việt Nam có thể cũng rất dễ bị ảnh hưởng bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô toàn cầu hoặc các yếu tố kinh tế vĩ mô của những đối tác thương mại chính. Vì vậy, trong những nghiên cứu sau này có thể mở rộng nghiên cứu này bằng cách xem xét thêm các yếu tố vĩ mô khác.

Tài liệu tham khảo:

1. Abdalla, I.S.A. and Murinde, V. (1997), “Exchange Rate and Stock Price Interactions in Emerging Financial Markets: Evidence on India, Korea, Pakistan, and the Philippines”, Applied Financial Economics, Vol.7, pp.25-35;

2. Ajayi, R.A. and Mougoue, M. (1996), “On the Dynamic Relation between Stock Prices and Exchange Rates”, The Journal of Financial Research, No.19, pp.193-207;

3. Branson, W.H. (1983), Macroeconomic Determinants of Real Exchange Risk. In R.J Herring (ed) Managening Foreign Exchange Risk. Chapter 1. Cambridge. Cambridge University Press;

4. Research Journal of Finance and Economics, Issue.62, pp.50-60;

5. Nguyn Minh Kiu vàBùi Kim Yến (2009), Thtrưng tài chính, NXB Thng kê;

6. Nguyễn Thị Hòa (2011), “Mối quan hệ giữa giá vàng và lạm phát tại Việt Nam”, Luận văn thạc sĩ, Đại học Kinh Tế TP. Hồ Chí Minh.

Bài đăng trên Tạp chí Tài chính số 12 - 2013


Tin mới