BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC  BÀI TIỂU LUẬN Đề tài: MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ NIGERIA-LIÊN HỆ VIỆT NAM GVHD: TS Trần Thị Mộng Tuyết SVTH : Nhóm 5- TC01 - CH 23 Nguyễn Thùy Mỹ Hạnh Hà Thị Như Phương Bùi Thị Lệ Thủy Huỳnh Thị Thu Trang Nguyễn Hoàng Trí ( NT ) TP.HCM 18/08/2014 TÀI LIỆU THAM KHẢO Trần Ngọc Thơ (2007) ,Tài doanh nghiệp đại.NXB Thống kê Phạm Trí Cao (2008 ) ,Kinh tế lượng ứng dụng phần nâng cao Giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên (2011 ) , Mối liên hệ nhân tố kinh tế vĩ mô thị trường chứng khoán - kết thực nghiệm thị trường chứng khoán việt nam Các website http://vietstock.vn www.cafef.vn www.cophieu68.com LỜI MỞ ĐẦU Lạm phát làm số kinh tế vĩ mô quan trọng thường xuyên sử dụng phân tích ảnh hưởng, xu kinh tế Phạm vi tác động lạm phát diễn rộng nhiều lĩnh vực thị trường chứng khoán ngoại lệ Trong thập kỉ qua giới có nhiều nghiên cứu mối liên kết giá chứng khoán lạm phát Hầu hết kết cho thấy tồn mối quan hệ ngược chiều lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường Trở lại kinh tế Việt Nam, nói từ năm 2005 đến nay, thị trường chứng khoán có bước phát triển nhanh chóng kênh huy động vốn hiệu cho doanh nghiệp luân chuyển vốn phục vụ công nghiệp hóa đại hóa đất nước…tạo môi trường giúp phủ thực sách vĩ mô Tuy nhiên từ năm 2007 lạm phát tác động xấu nên toàn kinh tế nước ta, với diễn biến tầm kiểm soát nhiều thời điểm góp phần tạo nên tranh đỏ ảm đạm thị trường chứng khoán Song nhận định chủ quan dựa vào diễn biến thị trường, thực tế liệu có tồn mối quan hệ tương quan lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán Việt Nam hay không? Để trả lời cho câu hỏi này, nhóm lựa chọn đề tài nghiên cứu “ Mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán Việt Nam” Bài nghiên cứu gồm chương: Chương 1: Tóm tắt nghiên cứu“ Mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán: chứng thực nghiệm từ Nigeria” Chương 2: Liên hệ thực tiễn mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán Việt Nam Chương 3: Nhận định MỤC LỤC CHƯƠNG 1: TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ NIGERIA CHƯƠNG 2: LIÊN HỆ THỰC TIỄN MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI CHỨNG KHOÁN TẠI VIỆT NAM 2.1 Vấn đề nghiên cứu mục tiêu nghiên cứu: 2.2 Đối tượng phạm vi nghiên cứu: 10 2.3 Phương pháp nghiên cứu: 10 2.4 Tổng quan nghiên cứu trước đây: 10 2.5 Cơ sở lý thuyết 14 2.5.1 Lý thuyết hiệu ứng Fisher 14 2.5.2.Lý thuyết ảo giác tiền tệ 14 2.5.3 Lý thuyết ảo giác lạm phát 15 2.6 Tác động lạm phát tới TTCK 16 2.7 Phân tích tỉ suất sinh lợi VN_index CPI mô hình unristrict var 17 2.7.1.Thống kê mô tả liệu: 17 2.7.2.Kiểm định tính dừng chuỗi: 18 2.7.3.Chọn độ trễ tối ưu kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết biến: 20 2.7.4.Chọn mô hình tối ưu – Mô hình unristrict VAR: 22 CHƯƠNG 3: NHẬN ĐỊNH 26 3.1 Kết 26 3.2 Nhận định 26 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC CHƯƠNG 1: TÓM TẮT BÀI NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ NIGERIA Bài viết thực nhà nghiên cứu Douglason G.Omotor sau gọi tác giả, ông lựa chọn kinh tế Nigeria để phân tích mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Cụ thể, tác giả tập trung phân tích tác động riêng lẻ lạm phát lên tỷ suất sinh lợi khung thời gian khác nhau, kiểm định lý thuyết Fisher cách kiểm tra mối quan hệ lạm phát tức thời tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, lạm phát cung tiền, lạm phát hoạt động kinh tế thực Kết phân tích kỳ vọng hữu ích với số nhà đầu tư cụ thể, định tỷ lệ phân bổ tài sản đóng góp vào kho tài liệu nghiên cứu kinh tế tài Bố cục nghiên cứu trình bày sau: Giới thiệu đề tài nghiên cứu Tổng quan nghiên cứu trước Trình bày quan điểm lịch sử hiệu suất thị trường vốn Nigeria thời gian qua Trình bày mô hình, nguồn liệu phương pháp nghiên cứu Kết nghiên cứu Giải thích vai trò tiền tệ hoạt động kinh tế thực lạm phát Kết luận Trong viết tác giải trình bày nhiều đến nghiên cứu trước mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán, tóm lược bảng sau: Nghiên cứu tác giả Kết Kessel (1956) Cùng chiều Nelson (1976) Ngược chiều Jaffe and Mandelker (1977) Ngược chiều Fama and Schwert Ngược chiều Firth (1979) Cùng chiều Fama Ngược chiều Gultekin (1983) Ngược chiều Pearce and Ripley (1988) Trung lập Lee (1992) Trung lập Amidhud (1996) Trung lập Samarakoon (1996) Cùng chiều Anari and Kolari (2001) Trung lập Crosby (2002) Trung lập Spyrou (2001) Ngược chiều Mark Trung lập Ioannides et.al (2004) Cùng chiều Akmal (2007) Cùng chiều Yeh and Chi (2009) Ngược chiều Baekaert and Engstrom (2009) Cùng chiều Theo Yaya Shittu (2010) tìm hiểu khả dự đoán lạm phát tỷ giá hối đoái vào biến động chứng khoán Nigeria Mô hình QGARCH cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê lạm phát tỷ giá hối đoái biến động thị trường chứng khoán Tuy nhiên, nghiên cứu không kiểm tra xem liệu cổ phiếu có chế tự bảo vệ chống lại lạm phát hiệu hay không Điều mặt tạo động lực cho nghiên cứu tác giả nhằm xác định trực tiếp mối quan hệ cổ phiếu lạm phát; mặc khác xác định tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán có chế tự bảo vệ chống lại lạm phát hay không Mô hình nghiên cứu: Trong nghiên cứu này, tác giả áp dụng mô hình đơn giản để tính toán mối quan hệ tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lạm phát, dựa theo nghiên cứu Spyror (2001): STKt = λ1 + λ 2CPIt + εt (1) Trong đó, STKt tỷ suất sinh lợi cho danh mục thị trường chứng khoán CPIt số lạm phát λ số, λ hệ số độ dốc để phản ánh độ nhạy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với lạm phát ; εt sai số ngẫu nhiên với giả định phân phối ~N(0, δ2) LCPI = f (LM2, LRGDP) (2) Mục tiêu để kiểm tra xem số giá tiêu dùng (LCPI ) liên quan nhiều đến cung tiền ( LM2 ) / hoạt động kinh tế ( LRGDP ) Các đặc tính chuỗi thời gian biến phương trình (1 2) kiểm tra để xác định mức độ hồi quy hay kiểm định nghiệm đơn vị (tính dừng) Mức độ hội tụ biến trình tự hồi quy (AR1) biến xem xét kiểm định Dickey-Fuller mở rộng( Augmented Dickey-Fuller -ADF) Mục tiêu để xác định liệu biến động ngẫu nhiên biến chuỗi liệu giả định bất biến theo thời gian hay không ( Pyndyck Rubinfied , 1998:493 ) với ADF xác định Σt tự hồi quy để loại bỏ tương quan sai số có dạng p ∆Yt = α + βt + δYt-1 + ∑ λt ∆Yt-1 + ςt (3) j=1 Nếu tất biến tìm thấy dừng sai phân bậc hay I(1), tương đương kiểm định nghiệm đơn vị ADF bác bỏ giả thuyết Ho, kiểm tra hội biến Theo lý thuyết đại diện Granger (Granger, 1987), biến không dừng sai phân bậc I(1), chuỗi liệu có mối quan hệ cointegrating, hàm tự vận động (Dynamic function) đại diện chế tự điều chỉnh sai số (Error Correction mechanism) (Engle and Granger, 1987) Cơ chế tự điều chỉnh sai số (ECM) theo Qayyum (2005) phổ quát lại David Handry thông qua số nghiên cứu (Hendry, Pagan and Sargan, 1984; Hendry and Ericsson, 1991; Hendry and Mizon, 1993) Để áp đặt vecto Cointegrating mô hình điều chỉnh sai số, biến có mối quan hệ cointegrating, Phương trình (1) biến đổi thành cách sử dụng vi phân (∆) biến hàm điều chỉnh sai số có độ trễ theo dạng tuyến tính phương trình (4) ∆STKt = λo + λ1∆CPIt + ECMt-1 +ν (4) Nguồn liệu: Tác giả sử dụng nguồn liệu bao gồm cổ phiếu hàng tháng từ tháng năm 1985 đến tháng 12 năm 2008 Các liệu thu từ báo cáo thống kê Ngân hàng Trung ương Nigeria (CBN), xuất nhân kỷ niêm 50 năm thành lập (2009) Dữ liệu bao gồm quan sát hàng tháng số giá chứng khoán (Stock Pice Index STK) đo số ASI (chỉ số giá tất cổ phiếu thị trường Nigeria) số giá tiêu dùng Các STK hàng tháng đại diện cho tỷ suất sinh lợi thị trường cho lợi nhuận cổ phiếu (còn gọi lợi nhuận vốn chủ sở hữu) Tỷ lệ tăng trưởng chuỗi định nghĩa sai phân bậc mức giá lấy logarit Với mục đích kiểm tra tính bền vững ước lượng, kích thước mẫu liệu chia thành hai giai đoạn nhỏ: Giai đoạn 1-Tháng năm 1985-tháng năm 1997, giai đoạn tháng năm 1997-tháng 12 năm 2008 Cột mốc đánh dấu cho ngày phân chia hai giai đoạn thời điểm cuối năm 1996, trước thời điểm thị trường vốn Nigeria trải qua mức tăng trưởng chưa có tiền lệ Đồng thời tác giả sử dụng hàm log cung tiền (LM2) để đại diện cho tiền tệ phân tích Việc sử dụng M2 phù hợp với nghiên cứu Hafer Jansen (1991) Laidler (1993), tác giả cho ranh giới tiền sở (tiền hẹp) thay đổi theo thời gian để điều tiết công cụ tài mới, làm cho việc áp dụng M2 phân tích cung tiền hợp lý Hoạt động thực (LRA) đại diện hàm log tổng sản phẩm quốc nội thực GDP log (LRGDP), chưa có sẵn liệu theo quý ngành sản xuất công nghiệp Các liệu thu thập giai đoạn quý năm 1985 (1) đến quý năm 2008 (4) Kết phân tích: Ban đầu tác giả sử dụng số liệu thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán liên hệ với tỷ lệ lạm phát Kết cho thấy giai đoạn 1985 -1997 mối quan hệ ngược chiều tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán lạm phát Đây giai đoạn mà tỷ lệ lạm phát cao Các hệ số tương quan giai đoạn đầy đủ 1985 - 2008 giai đoạn mẫu từ 1997 - 2008 mang dấu dương Vì ý đến dấu hiệu thống kê mức ý nghĩa hệ số tương quan, kết luận mối quan hệ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán lạm phát chiều giai đoạn từ 1997 -2008 Tuy nhiên, điều không đủ để kết luận mối quan hệ nhân Tiếp theo tác giả sử dụng mô hình đơn giản để tính toán mối quan hệ tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lạm phát, dựa theo nghiên cứu Spyror đề cập phương trình Kết cho thấy mối quan hệ thực nghiệm tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán tỷ lệ làm phát (toàn giai đoạn) chiều có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, mối quan hệ ngược chiều ý nghĩa thống kê giai đoạn mẫu đầu tiên, điều ngụ ý vai trò nhân tố khác (ví dụ lãi suất trái phiếu) tỷ lệ lạm phát Điều thú vị là, mối quan hệ chiều giai đoạn thứ hai 1997 - 2008 có ý nghĩa thống kê Có thể giải thích cho khác biệt hành vi thị trường chứng khoán Nigeria - thị trường (như kinh tế khác, năm 1990), nguyên nhân liên quan đến mối hệ chứng khoán - lạm phát kinh tế công nghiệp điển hình, đặc biệt vào cuối năm 1990 đầu năm 2000, ghi nhận tiền tệ hoạt động kinh tế thực, hoạt động kinh tế thực yếu tố quan trọng cấu thành nên lạm phát Nigeria Tác động rõ ràng thể mức độ ý nghĩa thống kê thấp hệ số xác định Để kiểm chứng cho luận điểm tác giả đã: Bước 1: Kiểm định tính dừng đồng liên kết BÀI DỊCH Mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán: chứng thực nghiệm từ Nigeria Douglason G.Omotor Mối liên kết giá chứng khoán lạm phát nghiên cứu mở rộng thập kỷ qua dành nhiều quan tâm nghiên cứu sinh, nhà đầu tư người tạo lập thị trường toàn giới, đặc biệt từ năm 1990 Hầu hết nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường Bài báo cáo tiến hành điều tra nghiên cứu mối quan hệ sử dụng liệu hàng tháng hàng quý Nigeria giai đoạn từ 1985 đến 2008 Những phát nghiên cứu cho thấy tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán cung cấp chế tự bảo vệ hiệu chống lại lạm phát Nigeria Từ khóa: lạm phát, thị trường chứng khoán, hiệu ứng Fisher, Lý thuyết đại diện Fama, Nigeria JEL Classification: E31, G11 Giới thiệu: Hai thập kỷ gần đây, kinh tế Nigeria tương đối ổn định Ví dụ, tỷ lệ lạm phát tăng rõ rệt quý tư năm 2008 đạt mức cao năm liên tiếp 15.1% từ mức chữ số 7.8% vào cuối tháng ba năm 2008 6.5% vào tháng 12 năm 2007 Áp lực lạm phát tiếp tục đến năm 2009 (theo ngân hàng trung ương Nigeria, 2009) tác động đến số nguồn lực làm gia tăng giá lương thực, dịch vụ vận chuyển lạc hậu hiệu quả, ùn tắc giao thông bến cảng, sụt giảm đồng tiền naira buộc quan đại điện phủ phải phân bổ ngân sách phủ trước năm tài kết thúc (Sampson, 2009) Trong suốt giai đoạn này, thị trường vốn Nigeria trải qua xu hướng tăng năm 2008 mức 58,580 (với tổng vốn hóa thị trường 10.284 tỷ NGN) đạt mức giá trị cao 66.371 vào ngày tháng năm 2008, với tổng giá trị vốn hóa thị trường vòa khoảng 12.640 tỷ NGN (Aluko, 2008) Từ ngày tháng đến tháng 10 năm 2008, thị trường vốn khoảng 3.38 tỷ NGN, 26.7%, ứng với tổng vốn hóa thị trường đạt mức 9.11 triệu NGN Nigeria đối mặt với sụt giảm nghiêm trọng dòng vốn đầu tư chảy chứng khoán tương ứng với lao dốc Ví dụ, nhà đầu tư chứng khoán nước rút 15 triệu USD từ thị trường vốn Nigeria vào tháng năm 2009 (Ajakaiye Fakiyesi, 2009) Do số ASI (All Share Index) giảm 67% từ tháng năm 2008 đến tháng năm 2009 Trong nỗ lực nhằm kìm hãm xu hướng giảm thị trường, ngân hàng trung ương Nigeria kiểm soát hiệu hoạt động nhóm gồm tám ngân hàng thương mại từ tháng tám năm 2009 thị trường vốn thị trường tiền tệ thiếu tính khoản Hành động mô tả nỗ lực kết hợp để tái cấu trúc ngân hàng kết độ nhạy cảm nợ thị trường vốn bắt đầu có tác động lên mức giá chung trung bình việc phân tích tiền mặt dự phòng Câu hỏi đặt liệu mức giá chung biến động lớn (lạm phát) suốt năm có liên hệ với thị trường giá lên/ giá xuống lấn át hoạt động trước sau suy thoái năm 2008 Bài viết tiến hành điều tra nghiên cứu mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán sử dụng sử liệu Nigeria Cụ thể, tập trung phân tích tác động riêng lẻ lạm phát lên tỷ suất sinh lợi khung thời gian khác nhau, kiểm định lý thuyết Fisher cách kiểm tra mối quan hệ, (b) lạm phát tức thời tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, (c) lạm phát cung tiền, lạm phát hoạt động kinh tế thực Kết phân tích kỳ vọng hữu ích với số nhà đầu tư cụ thể, định tỷ lệ phân bổ tài sản đóng góp vào kho tài liệu nghiên cứu kinh tế tài Phần lại viết tổ chức sau: Phần xem xét số tài liệu có liên quan trình bày quan điểm lịch sử hiệu suất thị trường vốn Nigeria thời gian qua Phần trình bày mô hình, nguồn liệu phương pháp nghiên cứu Phần trình bày kết nghiên cứu Phần giải thích vai trò tiền tệ hoạt động kinh tế lạm phát, phần cuối kết luận Tổng quan nghiên cứu trước đây: Mối liên hệ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán lạm phát thu hút quan tâm nhiều nhà nghiên cứu nhà đầu tư cụ thể từ kỷ hai mươi Nền tảng nghiên cứu lý thuyết Fisher (1930) Theo giả thuyết Fisher (1930), cổ phiếu quyền tài sản tài sản thực doanh nghiệp; đóng vai trò hàng rào bảo hộ chống lại lạm phát Nếu nắm nguyên lý này, nhà đầu tư bán tài sản tài họ để đổi lấy tài sản thực lạm phát kỳ vọng tăng cao Trong tình này, giá chứng khoán danh nghĩa phản ánh hoàn toàn lạm phát kỳ vọng mối quan hệ hai biến chiều dự đoán (Ioannide, cộng sự, 2005) Tranh luận thị trường chứng khoán có chế tự bảo vệ lại lạm phát ngụ ý nhà đầu tư hoàn toàn bù đắp cho gia tăng mức giá chung thông qua gia tăng tỷ suất sinh lợi chứng khoán danh nghĩa, tỷ suất sinh lợi thực không thay đổi Mở rộng hơn, giả thuyết bảo hộ (hedge hypothesis) cho giá cổ phiếu phản ánh thu nhập tương lai tại, thể kỳ vọng dài hạn hay thị trường chứng khoán phản ứng phòng vệ chống lại lạm phát Tuy nhiên, Fama (1981) xây dựng lý thuyết đại diện tác giả cho mối quan hệ tỷ lệ lạm phát cao tốc độ tăng trưởng kinh tế thực ngược chiều Những quan điểm biến động ngược chiều biến tỷ lệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán thực khác Lý thuyết ảo giác lạm phát (inflation illusion) Modigliani Cohn (1970) cho thấy tác động thực lạm phát gây ảo giác tiền tệ Theo Bekaert Engstrom (2007), ảo giác lạm phát cho thấy lạm phát kỳ vọng gia tăng, lãi suất trái phiếu tăng theo, nhà đầu tư cổ phiếu chiết khấu dòng tiền thực sử dụng lãi suất danh nghĩa, nên gia tăng lãi suất danh nghĩa dẫn đến cổ phiếu bị định giá ngược lại Feldstein (1980) trình bày biến thể khác mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, gợi ý lạm phát làm giảm tỷ suất sinh lợi chứng khoán thực cân đối hàng tồn kho khấu hao điều chỉnh sau thuế hậu sụt giảm lợi nhuận sau thuế Feldstein tiếp tục quan sát thấy thất bại giá cổ phiếu tăng lạm phát đáng kể tăng vốn danh nghĩa từ luật thuế đặc biệt, chi phí khấu hao lịch sử (Friend Hasbrouck,1981) Theo lý thuyết Fama (1981) dựa lý thuyết cầu tiền, mối tương quan lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán mối quan hệ nhân quả, mà mối quan hệ hai chiều Yeh Chi (2009 trang 168) giải thích giả thuyết Fama cho nguyên nhân tương quan hai chiều lạm phát tương quan ngược chiều với hoạt động kinh tế thực, tồn mối tương quan chiều hoạt động kinh tế thực tỷ suất sinh lợi chứng khoán, có mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận cổ phiếu giữ lại Dòng mối quan hệ theo họ không trực tiếp Hoguet (2008), giải thích tính trung lập chứng khoán lạm phát bám vào hai quan điểm giống Giammarino (1999): 1) công ty chuyển giao chi phí cho (one – for-one cost); 2) lãi suất thực mà nhà đầu tư sử dụng để chiết khấu dòng tiền không gia tăng lạm phát gia tăng thêm vào đó, lạm phát tác động ngược chiều dài hạn tăng trưởng Mối quan hệ có hướng hay trung lập lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán tương ứng số lượng lớn chứng thực nghiệm từ tài liệu nghiên cứu trước Nghiên cứu sớm Bodie (976), Nelson (1976) Famma & Schwert (1977) đời từ gia tăng tỷ lệ lạm phát năm 1970 Hoa Kỳ Theo Alagidede Panagiotidis (2006), nghiên cứu so sánh mức độ tự bảo vệ chống lại lạm phát cổ phiếu thường so với tài sản tài tài sản thực thị trường Hoa Kỳ Tác giả phát cổ phiếu thường có chế tự bảo vệ yếu chống lại lạm phát kỳ vọng không kỳ vọng Trong nghiên cứu mở rộng khác, Firth (1979) Gutekin (1983) nhận thấy chứng trái ngược sử dụng liệu nước Anh Jaffe Mandelker (1976) trình bày mối tương quan ngược chiều tỷ suất sinh lợi chứng khoán năm tỷ lệ lạm phát giai đoạn mẫu nhỏ, giai đoạn mẫu dài từ 1875 đến 1960 mối tương quan tỷ suất sinh lợi dài hạn tỷ lệ lạm phát Trong nghiên cứu khác, Marshall (1992) cho mối quan hệ ngược chiều tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lạm phát yếu giai đoạn mà lạm phát tạo biến động tiền tệ Các nghiên cứu đồng ý với quan điểm Graham (1996), người mà phát mối quan hệ chiều cổ phiều thường lạm phát Hoa Kỳ (1976-1982) suốt giai đoạn mà nguyên nhân gây lạm phát sách tiền tệ hoạt động thực kinh tế Spyrou (2004) nghiên cứu mười quốc gia cung cấp chứng cho thấy cổ phiếu cung cấp chế tự bảo vệ hiệu chông lại lạm phát lạm phát giải thích mối quan hệ có ý nghĩa tiền tệ giá tiêu dùng thị trường Rapach (2002) sử dụng liệu 16 quốc gia OECD để xác định chiều hướng mối tương quan Tác giả thu tính trung lập lạm phát dài hạn tồn thị trường chứng khoán quốc gia Theo phương pháp King Watson (1997) thiết lập liệu theo chuỗi thời gian, Rapach giải thích hiệu ứng Fisher dài hạn tồn tỷ suất sinh lợi chứng khoán dài hạn không phản ứng lại với cú sốc dài hạn (Yeh Chi, 2009 trang 169) Những tài liệu nghiên cứu lạm phát – tỷ suất sinh lợi kinh tế Nigeria tương đối thưa thớt Subai Salihu sử dụng mô hình sai số tương quan (error correction model) để nghiên cứu tác động biến động tỷ giá lên thị trường chứng khoán Nigeria thông qua biến động tỷ giá, tác giả phát biến động tỷ giá gây tác động tiêu cực mạnh lên thị trường chứng khoán Nigeria, tỷ lệ lạm phát mối quan hệ dài hạn với vốn hóa thị trường chứng khoán Nguyên nhân cho việc mối quan hệ dài hạn can thiệp phủ lên thị tường Đầu tiên , kết đồng mà tác giả tuyên bố để làm rõ lý không trình bày Thứ hai, can thiệp phủ nhiều vào thị trường (cổ phiếu hay ngoại hối) không định nghĩa rõ ràng Tuy nhiên, hai thị trường, tham gia phủ qua năm hạn chế Cho nên, phát Subai Salihu có sai lệch Daferighe Aje (2009) sử dụng liệu thường niên để phân tích tác động tổng phẩm quốc nội thực (GDP), lạm phát lãi suất lên giá chứng khoán công ty trích dẫn Nigeria từ 1997 đến 2006 Kết cho thấy tỷ lệ lạm phát thấp kéo theo giá chứng khoáng tăng công ty trích dẫn Nigeria Daferighe Aje nghiên cứu có sai số xuất quan hệ giả Chỉ số R2 cao làm gia tăng khả tự tương quan phần dư biểu kiểm định mức ý nghĩa thống kê bị thiên lệch Quy trình tích hợp biến không phân tích, kiểm định riêng lẻ biến ngẫu nhiên không kiểm tra Khoảng thời gian ngắn gồm 10 điểm việc sử dụng công cụ hồi quy đa giai đoạn không hợp lý Bảng Tóm tắt kết số nghiên cứu trước đây: Nghiên cứu tác giả Kessel (1956) Nelson (1976) Jaffe and Mandelker (1977) Fama and Schwert Firth (1979) Fama Gultekin (1983) Pearce and Ripley (1988) Kết Cùng chiều Ngược chiều Ngược chiều Ngược chiều Cùng chiều Ngược chiều Ngược chiều Trung lập Lee (1992) Amidhud (1996) Samarakoon (1996) Anari and Kolari (2001) Crosby (2002) Spyrou (2001) Mark Ioannides et.al (2004) Akmal (2007) Yeh and Chi (2009) Baekaert and Engstrom (2009) Trung lập Trung lập Cùng chiều Trung lập Trung lập Ngược chiều Trung lập Cùng chiều Cùng chiều Ngược chiều Cùng chiều Nguồn: Biên soạn tác giả Yaya Shittu (2010) tìm hiểu khả dự đoán lạm phát tỷ giá hối đoái vào biến động chứng khoán Nigeria Mô hình QGARCH cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê lạm phát tỷ giá hối đoái biến động thị trường chứng khoán Tuy nhiên, nghiên cứu không kiểm tra xem liệu cổ phiếu có chế tự bảo vệ chống lại lạm phát hiệu hay không Một mặt, điều tạo động lực cho nghiên cứu nhằm xác định trực tiếp mối quan hệ cổ phiếu lạm phát; mặc khác xác định tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán có chế tự bảo vệ chống lại lạm phát hay không Tuy nhiên, số nghiên cứu trước (không phải Nigeria) nỗ lực xây dựng chứng thực nghiệm chiều mối quan hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán tổng kết bảng Tuy nhiên, kết thống Các giai đoạn lịch sử hiệu suất cổ phiếu phổ thông Biến động hàng tháng số giá cổ phiếu danh nghĩa (thực) với số giá chung giai đoạn 1985 (1) -2008 (12) trình bày hình -4 Hai chuỗi biến động số giá cổ phiếu danh nghĩa số giá chung dường có mối tương quan với Trong thực tế đơn vị kinh tế trải qua thời kì tăng giá đột ngột năm 2005 Điều không liên quan với trật tự trị thiết lập lại nhằm quản lý dân chủ nước vào cuối năm 2003 Chỉ số chứng khoán vào ngày 2/1/2008 58,579.77 tương ứng với tổng vốn hóa thị trường 10.284 nghìn tỷ NGN, đạt trần với giá trị 66,371.2 vào ngày tháng năm 2008 (vốn thị trường, 12.640 nghìn tỷ NGN) Từ giá trị cao chưa có này, số chứng khoán đánh dấu quay đầu Chỉ số chứng khoán giảm 50,393.88 ngày 23 tháng 7, 2008 giá trị vốn hóa N10.091 nghìn tỷ đồng với suy giảm liên tục xuống 33,754.11 vốn hóa thị trường N7.405 nghìn tỷ Chỉ số chứng khoán tăng đáng ý lên 38,018.44 (vốn hóa thị trường 8.390 nghìn tỷ NGN) vào ngày 17 tháng 11, 2008 Thị trường chứng non trẻ Negira, thời gian ngắn gia tăng nhanh chóng đạt 20,028.01 điểm (ngày 31/12/2009) với kỷ lục vốn hóa 6.213 nghìn tỷ NGN sụt giảm sâu xuống 20, 827.17 ngày 31 tháng 12, 2009 (vốn hóa thị trường N4.989 nghìn tỷ đồng) Kể từ bắt đầu suy giảm thị trường, ngưỡng thấp 20,618.71 điểm giá thị trường 4.904 NGN ghi nhận vào ngày 14/12/ 2009 Cũng từ ngày 5/3/2008 đến ngày 14/12/2009, thị trường vốn bị 7.736 nghìn tỷ NGN, giảm 61 2% Mô hình phân tích, nguồn liệu đo lường 4.1 Mô hình phân tích Trong nghiên cứu này, áp dụng mô hình đơn giản để tính toán mối quan hệ tỷ suất sinh lợi cổ phiếu lạm phát, dựa theo nghiên cứu Spyror (2001): STKt = λ1 + λ 2CPIt + εt (1) Trong đó, STKt tỷ suất sinh lợi cho danh mục thị trường chứng khoán CPIt số lạm phát λ số, λ hệ số độ dốc để phản ánh độ nhạy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu với lạm phát ; εt sai số ngẫu nhiên với giả định phân phối ~N(0, δ2) Lý thuyết kinh tế, hiệu ứng Fisher tồn mối quan hệ tuyến tính biến Các nghiên cứu khác trước ước tính mối quan hệ tuyến tình bao gồm Jaffe Mandelker (1976), Choudhry (2001), Alagidede Panagiotidis (2006) cộng Graham (1996) lập luận mô hình khác không phân biệt lạm phát kỳ vọng lạm phát không kỳ vọng, kết định lượng không thay đổi λ kỳ vọng mang dấu dương Các nghiên cứu thực nghiệm trước cho thấy kinh tế không giống kinh tế công nghiệp phát triển, nguyên nhân lạm phát sách tiền tệ hoạt động kinh tế thực tác động xuất rõ ràng ( Marshall , 1992) LCPI = f (LM2, LRGDP) (2) Mục tiêu để kiểm tra xem số giá tiêu dùng (LCPI ) liên quan nhiều đến cung tiền ( LM2 ) / hoạt động kinh tế ( LRGDP ) Hình 1: Chỉ số giá chứng khoán Hình 2: Chỉ số giá tiêu dùng Hình 3: Chỉ số giá chứng khoán số giá tiêu dùng Hình 4: Giá chứng khoán thực Các đặc tính chuỗi thời gian biến phương trình (1 2) kiểm tra để xác định mức độ hồi quy hay kiểm định nghiệm đơn vị (tính dừng) Mức độ hội tụ biến trình tự hồi quy (AR1) biến xem xét kiểm định Dickey-Fuller mở rộng( Augmented Dickey-Fuller -ADF) Mục tiêu để xác định liệu biến động ngẫu nhiên biến chuỗi liệu giả định bất biến theo thời gian hay không ( Pyndyck Rubinfied , 1998:493 ) với ADF xác định Σt tự hồi quy để loại bỏ tương quan sai số có dạng p ∆Yt = α + βt + δYt-1 + ∑ λt ∆Yt-1 + ςt (3) j=1 Nếu tất biến tìm thấy dừng sai phân bậc hay I(1), tương đương kiểm định nghiệm đơn vị ADF bác bỏ giả thuyết Ho, kiểm tra hội biến Theo lý thuyết đại diện Granger (Granger, 1987), biến không dừng sai phân bậc I(1), chuỗi liệu có mối quan hệ cointegrating, hàm tự vận động (Dynamic function) đại diện chế tự điều chỉnh sai số (Error Correction mechanism) (Engle and Granger, 1987) Cơ chế tự điều chỉnh sai số (ECM) theo Qayyum (2005) phổ quát lại David Handry thông qua số nghiên cứu (Hendry, Pagan and Sargan, 1984; Hendry and Ericsson, 1991; Hendry and Mizon, 1993) Để áp đặt vecto Cointegrating mô hình điều chỉnh sai số, biến có mối quan hệ cointegrating, Phương trình (1) biến đổi thành cách sử dụng vi phân (∆) biến hàm điều chỉnh sai số có độ trễ theo dạng tuyến tính phương trình (4) ∆STKt = λo + λ1∆CPIt + ECMt-1 +ν 4.2 Nguồn số liệu đo lường (4) Bộ liệu bao gồm cổ phiếu hàng tháng từ tháng năm 1985 đến tháng 12 năm 2008 Các liệu thu từ báo cáo thống kê Ngân hàng Trung ương Nigeria (CBN), xuất nhân kỷ niêm 50 năm thành lập (2009) Dữ liệu bao gồm quan sát hàng tháng số giá chứng khoán (Stock Pice Index STK) đo số ASI (chỉ số giá tất cổ phiếu thị trường Nigeria) số giá tiêu dùng Các STK hàng tháng đại diện cho tỷ suất sinh lợi thị trường cho lợi nhuận cổ phiếu (còn gọi lợi nhuận vốn chủ sở hữu) Tỷ lệ tăng trưởng chuỗi định nghĩa sai phân bậc mức giá lấy logarit Với mục đích kiểm tra tính bền vững ước lượng, kích thước mẫu liệu chia thành hai giai đoạn nhỏ: Giai đoạn 1-Tháng năm 1985-tháng năm 1997, giai đoạn tháng năm 1997-tháng 12 năm 2008 Cột mốc đánh dấu cho ngày phân chia hai giai đoạn thời điểm cuối năm 1996, trước thời điểm thị trường vốn Nigeria trải qua mức tăng trưởng chưa có tiền lệ Ví dụ, Turnover value of the exchange (tổng giá trị cổ phiếu giao dịch chia cho số lượng cổ phiếu giao dịch) thay đổi 284% từ 1.83 tỷ NGN cuối năm 1995 đến 7.063 tỷ NGN vào cuối năm 1996 ; giá trị giao dịch danh mục đầu tư nước (triệu USD) tăng từ 1,137 triệu $ tới 32.99 triệu $ suốt giai đoạn tương ứng dẫn tới thiết lập tảng chuyển dịch cấu giao dịch thị trường từ tháng năm 1997 (xem bảng Phụ lục để biết thêm thông tin) Chúng sử dụng hàm log cung tiền (LM2) để đại diện cho tiền tệ phân tích Việc sử dụng M2 phù hợp với nghiên cứu Hafer Jansen (1991) Laidler (1993), tác giả cho ranh giới tiền sở (tiền hẹp) thay đổi theo thời gian để điều tiết công cụ tài mới, làm cho việc áp dụng M2 phân tích cung tiền hợp lý Hoạt động thực (LRA) đại diện hàm log tổng sản phẩm quốc nội thực GDP log (LRGDP) Chúng sử dụng hàm LRGDP chưa có sẵn liệu theo quý ngành sản xuất công nghiệp Các liệu thu thập giai đoạn quý năm 1985 (1) đến quý năm 2008 (4) Kết thực nghiệm Số liệu thống kê mô tả tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán liên hệ với tỷ lệ lạm phát (tỷ lệ thay đổi giá tiêu dùng) thể Bảng Chúng ta thấy, giá trị trung bình tỷ suất sinh lợi thị trường tỷ lệ lạm phát cao giai đoạn 1985 (2) 1997 (1) Tuy nhiên, giai đoạn ghi nhận có rủi ro thấp (độ lệch chuẩn nhỏ nhất), giai đoạn 1997 (1) -2008 (12) lại có rủi ro cao Tuy nhiên, điều đáng ngạc nhiên sụp đổ tồi tệ lịch sử thị trường vốn Nigeria xảy giai đoạn Bảng :Thống kê mô tả Bảng A Tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán hàng tháng Giai đoạn mẫu Ý nghĩa Độ lệch chuẩn Độ nghiêng Độ nhọn Kích cỡ mẫu 1997(1)-2008(12 ) 0.010 0.096 -0.728 24.644 144 1985(1)-2008(12) 0.020 0.076 -0.910 36.872 287 1985(2)-1997(1) 0.029 0.046 0.427 14.420 144 Bảng B : Tỷ lệ lạm phát tháng Giai đoạn mẫu Ý nghĩa Độ lệch chuẩn Độ nghiêng Độ nhọn Kích cỡ mẫu 1997(1)-2008(12 ) 0.008 0.389 0.076 34.817 144 1985(1)-2008(12) 0.015 0.390 -0.093 34.760 287 1985(2)-1997(1) 0.023 0.392 -0.259 35.014 144 Đối với hệ số tương quan, kết hỗn hợp Giai đoạn 1985 (2) -1997 (1) mối quan hệ ngược chiều tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán lạm phát Đây giai đoạn mà tỷ lệ lạm phát cao Các hệ số tương quan giai đoạn đầy đủ [1985 (1) 2008 (12)] giai đoạn mẫu từ 1997 (1) - 2008 (12) mang dấu dương Những hoạt động thị trường suốt giai đoạn mẫu sau có ảnh hưởng đến hành vi toàn giai đoạn nghiên cứu, cho tăng trưởng suốt giai đoạn mẫu chiếm 93 phần trăm tăng trưởng toàn giai đoạn Do đó, nguy rủi ro tương đối cao giai đoạn đáng ngạc nhiên Nếu ý đến dấu hiệu thống kê mức ý nghĩa hệ số tương quan, kết luận mối quan hệ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán lạm phát chiều Tuy nhiên, điều không đủ để kết luận mối quan hệ nhân Bảng : Mối tương quan thay đổi số chứng khoán (ΔSTK) lạm phát (ΔCPI) Thống kê 1997(1)-2008(12) Hệ số tương 0.323 (4.065)*, ρ=0.000 quan Số Quan sát 144 1985(1)-2008(12) 0.196 (3.365)*, ρ=0.000 1985(2)-1997(1) -0.033 (0.404), ρ=0.697 287 144 Lưu ý: * Chỉ có ý nghĩa mức 1% Kiểm định – t trình bày ngoặc đơn ρ = xác suất Kết ước lượng phương trình (1) trình bày bảng cho thấy mối quan hệ thực nghiệm tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán tỷ lệ làm phát (toàn giai đoạn) chiều có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, mối quan hệ ngược chiều ý nghĩa thống kê giai đoạn mẫu đầu tiên, điều ngụ ý vai trò nhân tố khác (ví dụ lãi suất trái phiếu) tỷ lệ lạm phát Điều thú vị là, mối quan hệ chiều giai đoạn thứ hai 1997 (1) - 2008 (12)) ý nghĩa thống kê Những kết không khác nghiên cứu trước cho thị trường nổi, khác biệt so với mối quan hệ ngược chiều kinh tế tiên tiến Bắc Mỹ (Spyrou, 2004) Có thể giải thích cho khác biệt hành vi thị trường chứng khoán Nigeria - thị trường (như kinh tế khác, năm 1990), nguyên nhân liên quan đến mối hệ chứng khoán - lạm phát kinh tế công nghiệp điển hình, đặc biệt vào cuối năm 1990 đầu năm 2000, ghi nhận tiền tệ hoạt động kinh tế thực, hoạt động kinh tế thực yếu tố quan trọng cấu thành nên lạm phát Nigeria Tác động rõ ràng thể mức độ ý nghĩa thống kê thấp hệ số xác định Bằng chứng thực nghiệm tiền tệ, hoạt động kinh tế mối liên kết tỷ suất sinh lợi chứng khoán – lạm phát trình bày phần Bảng : Mối quan hệ lợi nhuận cổ phiếu lạm phát (STKt = δ1 + δ2CPIt) Giai đoạn 1985(2)-1997(1) δ1 δ2 R2 Kiểm định Watson 2.001 Durbin- 0.029 -0.004 0.005 (7.521)* (0.404) 1997(1)-2008(12) 0.010 0.080 0.098 2.060 (1.292) (4.065)* 1985(2)-2008(12) 0.019 0.038 0.035 2.010 (4.330)* (3.365)* Ghi * Chỉ có ý nghĩa mức 1%, kiểm định –t trình bày ngoặc đơn Bảng Kiểm định đơn vị (ADF) Intercept and Trend Biến số Intercept Biến số Intercept CPI -2.09 -2.08 ∆CPI -14.02 STK -1.42 -0.97 ∆STK -18.68 Giá trị ước lượng: 1% = -3.99; 5% = -3.43 10% = -3.14 Intercept and Trend -9.89 -18.72 Tiếp theo, trình bày vấn đề cần thiết để xây dựng mức độ hội tụ biến phương trình (1) chúng dừng cho chúng tỷ lệ thay đổi Nghi vấn nhấn mạnh thực tế xảy vào năm 1980, nghiên cứu thực nghiệm kinh tế vĩ mô dựa giả định biến mô hình dừng Vấn đề tính chất hợp lệ mô hình phát sinh giả định biến có tính dừng không xác Clive Granger (1981) ghi nhận thay đổi đóng góp to lớn vào giả thuyết kiểm địnhh nghiệm tính dừng thuộc tính chuỗi thời gian khác Về vấn đề này, tiến hành kiểm tra tính dừng xác định đồng liên kết chuỗi liệu phương trình (1) 5.1 Mối quan hệ dài hạn lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Kiểm định tính dừng đồng liên kết: Để kiểm tra liệu hai chuỗi liệu theo thời gian có dừng hay không, sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF Bảng trình bày kết kiểm định biến gốc sai phân bậc chúng Giả thuyết H0 chuỗi liệu tính dừng (đó đại diện nghiệm đơn vị), giả thuyết thay chuỗi liệu có tính dừng (nghĩa nghiệm đơn vị) Kiểm định thống kê cho thấy biến gốc không dừng sai phân bậc của chúng dừng, chấp nhận giả thuyết giả thuyết H0 sai phân bậc Điều cho thấy chuỗi hội tụ hạng kiểm định đồng liên kết theo nghiên cứu Johansen Các kết Johansen (1991, 1995) theo phương pháp likelihood cực phân tích đồng liên kết trình bày bảng Kiểm định Trace Johansen nhằm xác định liệu có tồn mối quan hệ dài hạn hai chuỗi với giả thuyết H0 mối quan hệ đồng liên kết, giả thuyết chấp nhận, kiểm giả thuyết có nhiều phương trình đồng liên kết (cointegrating equation) Vì có hai biến mô hình, nên kiểm tra xem số cân đồng liên kết không, một, hai (Anari Kolari, 2001) Các kết kiểm định Trace cho thấy tồn cân đồng liên kết (hoặc có mối quan hệ dài hạn) Các kiểm định eigenvalue cực đại cho thấy có tồn phương đồng liên kết tỷ suất sinh lợi chứng khoán lạm phát Tồn đồng liên kết có nghĩa tồn mối quan hệ nhân tồn biến theo chiều chiều mối quan hệ nhân (Erdal, et.al 2008) Bảng Kiểm định Trace thống kê t -max Null, Ho Alternative Trace 5% Cri Null, Ho Val Alternative -max 5% Cri Val r=0 r≥1 21.24 15.49 r=0 r=1 18.52 14.26 r≤1 r≥2 2.72 3.84 r≤1 r=2 2.72 3.84 Kiểm tra Trace kiểm định Max-eigenvalue cho thấy có đồng liên kết mức ý nghĩa 0.05 Kiểm tra quan hệ nhân theo tinh thần Granger chuỗi có đồng liên kết, tương đương với ước tính mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) phương trình (1) sử dụng sai phân bật biến Kết mối quan hệ dài hạn dựa phương pháp bình phương nhỏ (Least squares) trình bày Bảng 7, đồng thời kết kiểm tra mối quan hệ nhân Granger trình bày tương ứng bảng So với kết bảng 7, hệ số Fisher ước lượng (δ2) mang dấu dương, thấp (dưới 1) ý nghĩa thống kê mức phần trăm tương quan nối tiếp (serially correlated) Hệ số Fisher biến gốc thấp cung cấp ước lượng dè dặt (thận trọng) lạm phát dài hạn tác động đến tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán thị trường điển hình Hệ số Fisher biến gốc thấp trình bày nhà nghiên cứu khác cho thị trường (bao gồm Nigeria) sử dụng giai đoạn, phương pháp thực nghiệm chuỗi liệu khác (xem Alagidede Panagiotidis, 2006; Spyrou, 2010 vv.) Chúng ta lập luận hệ số Fisher thấp thất bại thị trường việc phản ánh thông tin lạm phát cung cấp chế tự bảo vệ cục (không đầy đủ) cho nhà đầu tư chống lại lạm phát gia tăng Chúng trình bày ước lượng hệ số speed –of –adjustment (3θ) Bảng Giá trị 0,005 có nghĩa tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán thời gian lâu để trở lại trạng thái cân dài hạn sau biến động Thị trường hàng hóa Nigeria Phát thời gian dài hạn lạm phát phản ánh đầy đủ tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán phù hợp với hiệu ứng Fisher Theo ghi nhận Anari Kolari (2001:598), tác động dài hạn ảnh hưởng đến phát Fishers (1930) mô hình phân phối có độ trễ phân tích hiệu chuỗi lạm phát lãi suất thị trường Anh Mỹ Kết lãi suất theo thay đổi giá có độ trễ dài hạn khoảng 15-30 năm Bảng 7: Mối quan hệ dài hạn lạm phát tỷ suất sinh lợi (∆STK t =ϑ1 +ϑ2∆CPIt +ϑ3ECMt−1 ) Giai đoạn 1985(1)2008(12) ϑ1 0.019 (4.372) ϑ2 0.067 (5.341) ϑ3 -0.005 (-4.672) Prob 0.000 R2 0.107 Durbin-Watson Stat 2.074 5.2 Quan hệ nhân Granger Như đề cập trước đó, đồng liên kết có nghĩa quan hệ nhân tồn biến theo hướng không chiều hướng mối quan hệ nhân Để tránh bỏ lỡ xác định mô hình, xem xét giai đoạn độ trễ có khả tự sửa đổi theo Chontanawat cộng (2006) ước tính kiểm định quan hệ nhân Granger Các Kết thực nghiệm trình bày Bảng cho thấy mối quan hệ nhân dài hạn chiều từ lạm phát sang tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán chiều ngược lại Bảng Kiểm tra mối quan hệ nhận Granger Null Hypothesis Obs F-Statistics Probability STK does not Granger cause CPI 286 29.765 2.E-12 2.862 0.053 CPI does not Granger cause STK 5.3: Phân tích ổn định Kiểm tra ổn định thực giai đoạn mẫu cách áp dụng hai phương pháp điểm dừng Chow kiểm tra Quandt – Andrews Kết bác bỏ giả thuyết không phá vỡ quy định điểm dừng Như vậy, có thời gian trôi đáng kể mối quan hệ lạm phát thị trường chứng khoán Điều đáng ý vào năm 1995 năm sau 2006 Kết diểm dừng Chow thể Bảng Bảng 9: Kiểm định điểm dừng F-Statistic Log likelihood ratio 6.367 18.875 Prob F(3,281) 0.0003 Prob Chi-square 0.0003 Wald statistic 19.102 Prob Chi-square 0.0003 Tiền tệ, hoạt động kinh tế , mối liên hệ lạm phát tỷ suất sinh lợi chứng khoán: Phần giải thích vai trò tiền tệ hoạt động kinh tế việc tạo mối quan hệ chiều tỷ suất sinh lợi chứng khoán lạm phát Nigeria đặc biệt vào cuối năm 1990 năm 2008; đề cập Marshall (1992) cộng Để đạt điều này, sử dụng dạng khác phương pháp Johansen cụ thể theo nghiên cứu Johansen Juselius (1990) để xác định tính hợp lệ trạng thái cân dài hạn biến (Giá tiêu dùng, tiền bạc hoạt động kinh tế thực) Đầu tiên, xem xét chuỗi có hội tụ hạng sai phân hay không (hạng sai phân trước chuỗi dừng phù hợp) Để làm điều này, trước hết sử dụng kiểm định ADF tiêu chuẩn thông tin SIC (Schwarz Information Criterion) để xác định độ trễ tối ưu cho mô hình Kết kiểm định ADF trình bày Bảng 10 trường hợp bát bỏ giả thiết cho chuỗi có nghiệm đơn vị Tuy nhiên, sai phân bậc dừng chuỗi có tích hợp bậc 1và tồn mối quan hệ đồng liên kết Hồi quy ADF bao gồm hệ số chặn, biến xu hướng, với giá trị tới hạn tiệm cận lấy từ nghiên cứu MacKinnon (1999) tính toán phần mềm kinh tế (EViews phiên 7) Hạng đồng liên kết (Cointegration rank) thực với kiểm định trace eigenvaue Mô hình lựa chọn độ trễ cho tiêu chuẩn thông tin SIC thấp Tuy nhiên, đề cập đến kết kiểm định đồng liên kết cho giai đoạn mẫu 1997 (1) (4) -2008 Bảng 11 hai lý do; đầu tiên, với mục đích không gian thứ hai quan trọng nhất, tính vững kết phân tích mối quan hệ dài hạn ba thời kỳ mẫu Bảng 10 Kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho biến Series Levels First Difference Order of Iqntegration LCPI -2.051 -12.542* I(1) LM2 0.943 -10.689* I(1) LRGDP 1.725 -9.306* I(1) Lưu ý: * ý nghĩa mức 1% ứng với giá trị tới hạn MacKinnon (1999) Kiểm định trace giá trị eigenvalue cực đại cho thấy vector đồng liên kết có mức ý nghĩa phần trăm cho ba giai đoạn mẫu Căn chứng tồn vector đồng liên kết ba biến (r = 1), điển hình hóa vector đồng liên kết theo hàm natural log số giá tiêu dùng (LCPI) Bảng 11 Điều có nghĩa giả thuyết r = bị bác bỏ quy chấp nhận r = 1, giả thuyết r = bị bác bỏ chấp nhận r = 2, v.v Điều có nghĩa tồn mối quan hệ dài hạn giá tiêu dùng (chỉ số lạm phát), tiền tệ hoạt động thực thị trường vốn Nigeria Bảng 11 Kết đồng liên kết Bảng A: Thống kê Trace Giai đoạn 1997 2008 Null r=0 Alternative r ≥1 Statistic 80.16687 0.05 Critical Values 29.79707 Prob * 0.0000 r ≤1 r≤2 r ≥2 r=3 6.427749 0.845752 15.49471 3.841466 0.6450 0.3578 Chú ý: kiểm định Trace cho thấy phương trình đồng liên kết mức ý nghĩa 0.05 Bảng B thống kê Max-Eigen Giai đoạn Null Alternative Statistic 0.05 Critical Prob * Values r=0 r ≥1 73.73912 29.79707 0.0000 1997 2008 r ≤ r ≥2 5.581997 15.49471 0.6450 r≤2 r=3 0.845752 3.841466 0.3578 Chú ý: kiểm định Max- Eigen cho thấy phương trình đồng liên kết mức ý nghĩa 0.05 Chúng rút trích ước lượng hệ số đồng liên kết tiêu chuẩn hóa vector đồng liên kết với sai số chuẩn trình bày ngoặc đơn Kết đồng liên kết theo phân phối chuẩn trình bày bảng 12 hàm ý cung tiền có quan hệ chiều với số giá tiêu dùng, hoạt động kinh tế có mối quan hệ ngược chiều với số giá tiêu dùng Các hệ số có ý nghĩa thống kê mức 5% Kiểm tra giới hạn liên tiếp thực imposing over-identifying lên mối quan hệ đồng liên kết ước lượng; đầu tiên, cung tiền không (LM2=0), sau cho hoạt động kinh tế không (LRGDP=0) Kết trình bày bảng 12 cho thấy giới hạn bị loại bỏ, nghĩa là, thống kê tỷ số log-likelihood cho kiểm định giới hạn dựa giá trị pvalues cho hai giới hạn có ý nghĩa thống kê Do đó, giới hạn loại bỏ mức ý nghĩa 5% Điều xác định kết đồng liên kết tiêu chuẩn hóa giá tiêu dùng liên quan đến cung tiền hoạt động kinh tế cung tiền ảnh hưởng lạm phát Nigeria Ứng dụng kết nghiên cứu thông qua vấn đề cung tiền mối liên kết, cổ phiếu có chế tự bảo vệ chống lại lạm phát Nigeria (trong suốt giai đoạn xem xét) tương tự lý thuyết kinh tế Điều có lẽ không liên quan đến xu hướng thị trường tăng phần quan trọng giai đoạn phân tích trước khủng hoảng tài toàn cầu, phần giai đoạn lại gốc nhìn tác động phản ứng dội Bảng 12 Vector đồng liên kết cược chuẩn hóa kiểm định giới hạn LR (1997 (1) đến 2008 (4)) Normalized cointegrating vector (standard error in parentheses) LCPI = 0.551 -22.827 LRGDP LM2 (0.058) (1.911) LR test of restrictions [probability] LM2 = χ (1) = 5.288 [0.021] LRGDP = χ (1) = 67.455 [0.000] Kết luận: Lý thuyết đại diện Fama giải thích mối quan hệ ngược chiều lạm phát tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán ngược lại với lý thuyết kinh tế cho cổ phiếu có chế tự bảo vệ tốt chống lại lạm phát Mục tiêu nghiên cứu điều tra nghiên cứu mối quan hệ sử dụng liệu hàng tháng hàng quý Nigeria giai đoạn 1985 đến 2008 Phát nghiên cứu cho thấy tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán cung cấp chế tự bảo vệ hoàn hảo chống lại lạm phát Nigeria Điều chứng minh tồn mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê lạm phát giá chứng khoán lý thuyết Fisher (1930) Nó ngụ ý nhà đầu tư thực danh mục tốt nên nắm giữ cổ phiếu dài hạn công cụ dài hạn chống lại sói mòn sức mua lạm phát Điều với nguyên phát triển thị trường vốn Nigeria gợi ý cổ phiếu không thiết loại tài sản giao dịch tốt ngắn hạn Nhưng chứng khác nghiên cứu đề cập nhân tố hoạt động kinh tế thực cung tiền kinh tế độc lập với nhau, cung tiền có ý nghĩa việc giải thích hành vi lạm phát Nigeria Do đó, sách hướng đến kiểm soát lạm phát nên tính đến vai trò biến tiền tệ hoạt động kinh tế thực biến tác động dài hạn đến thị trường chứng khoán [...]... tại mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán 25 CHƯƠNG 3: NHẬN ĐỊNH 3.1 Kết quả Kết quả của bài nghiên cứu chỉ ra rằng chúng tôi chưa tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán và tỷ lệ lạm phát tại thị trường Việt Nam Điều này đi ngược lại với lý thuyết Fisher cũng như các nghiên cứu khác trên thế giới, đó là họ đều chỉ ra tồn tại mối quan hệ giữa. .. nhân của tương quan hai chiều là vì lạm phát tương quan ngược chiều với hoạt động kinh tế thực, và tồn tại một mối tương quan cùng chiều giữa hoạt động kinh tế thực và tỷ suất sinh lợi chứng khoán, có một mối quan hệ ngược chiều với lợi nhuận cổ phiếu giữ lại Dòng mối quan hệ này theo họ là không trực tiếp Hoguet (2008), giải thích tính trung lập của chứng khoán và lạm phát bám vào hai quan điểm giống... Firth (1979) và Gutekin (1983) đã nhận thấy bằng chứng trái ngược khi sử dụng dữ liệu tại nước Anh Jaffe và Mandelker (1976) cũng trình bày một mối tương quan ngược chiều giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán hằng năm và tỷ lệ lạm phát hiện tại trong những giai đoạn mẫu nhỏ, những đối với một giai đoạn mẫu dài hơn từ 1875 đến 1960 thì mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi dài hạn và tỷ lệ lạm phát là cùng... Firth (1979) và Gutekin (1983) đã nhận thấy bằng chứng trái ngược khi sử dụng dữ liệu tại nước Anh Jaffe và Mandelker (1976) cũng trình bày một mối tương quan ngược chiều giữa tỷ suất sinh lợi chứng khoán hằng năm và tỷ lệ lạm phát hiện tại trong những giai đoạn mẫu nhỏ, những đối với một giai đoạn mẫu dài hơn từ 1875 đến 1960 thì mối tương quan giữa tỷ suất sinh lợi dài hạn và tỷ lệ lạm phát là cùng... soát lạm phát nên tính đến vai trò của các biến tiền tệ và hoạt động kinh tế thực vì những biến này sẽ tác động dài hạn đến thị trường chứng khoán 7 CHƯƠNG 2: LIÊN HỆ THỰC TIỄN MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TỶ SUẤT SINH LỢI CHỨNG KHOÁN TẠI VIỆT NAM 2.1 Vấn đề nghiên cứu và mục tiêu nghiên cứu: Quan sát thị trường chứng khoán Việt Nam, thể hiện qua chỉ số VN-Index, kể từ khi chính thức hoạt động vào tháng... cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi thị trường Bài báo cáo tiến hành điều tra nghiên cứu mối quan hệ này sử dụng dữ liệu hàng tháng và hàng quý của Nigeria giai đoạn từ 1985 đến 2008 Những phát hiện của bài nghiên cứu cũng cho thấy rằng tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán có thể cung cấp một cơ chế tự bảo vệ hiệu quả chống lại lạm phát tại Nigeria Từ khóa: lạm phát, ... trường chứng khoán sẽ phản ứng phòng vệ chống lại lạm phát Tuy nhiên, Fama (1981) xây dựng lý thuyết đại diện tác giả cho rằng mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát cao và tốc độ tăng trưởng kinh tế thực là ngược chiều Những quan điểm về biến động ngược chiều biến giữa tỷ lệ lạm phát và tỷ suất sinh lợi chứng khoán thực sự thì khác nhau Lý thuyết ảo giác lạm phát (inflation illusion) của Modigliani và Cohn... v.v…(Giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên 2011) 27 BÀI DỊCH Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán: bằng chứng thực nghiệm từ Nigeria Douglason G.Omotor Mối liên kết giữa giá chứng khoán và lạm phát đã và đang được nghiên cứu mở rộng trong những thập kỷ qua và dành được nhiều sự quan tâm của những nghiên cứu sinh, những nhà đầu tư và những người tạo lập thị trường trên... dụng lãi suất danh nghĩa, nên sự gia tăng lãi suất danh nghĩa dẫn đến cổ phiếu bị định dưới giá và ngược lại Feldstein (1980) trình bày một biến thể khác của mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán, gợi ý rằng lạm phát làm giảm đi tỷ suất sinh lợi chứng khoán thực sự vì sự mất cân đối của hàng tồn kho và khấu hao điều chỉnh sau thuế hậu quả là sự sụt giảm của lợi nhuận... Eviews  Phương pháp phân tích thống kê mô tả và mô hình unristrict VAR để kiểm tra mối quan hệ qua lại giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi chứng khoán 2.4 Tổng quan các nghiên cứu trước đây: Mối liên hệ giữa tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán và lạm phát thu hút được sự quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu và các nhà đầu tư cụ thể từ thế kỷ hai mươi Nền tảng của bài nghiên cứu là lý thuyết Fisher (1930)