ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Ngày nhận: 03/9/2014 Ngày nhận lại: 14/4/2015 Ngày duyệt đăng: 10/5/2015 Mã số: 5-15-43 Nguyễn Thò Bảo Trân (*) Lê Quang Minh (**) Võ Đình Vinh (***) Tóm tắt: Ứng dụng phương pháp kiểm đònh đồng liên kết (Johansen co-integration test) mô hình hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model - VECM), viết nghiên cứu mối quan hệ đa chiều thò trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam yếu tố kinh tế vó mô (lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất ngắn hạn lãi suất dài hạn) Dữ liệu thu thập giai đoạn từ tháng 7/2006-02/2014 Nghiên cứu tìm thấy phương trình cân dài hạn hệ phương trình cân ngắn hạn biến VN-Index số kinh tế vó mô, qua kết luận số VN-Index biến động chiều với tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất dài hạn; biến động ngược chiều với lạm phát, lãi suất ngắn hạn Chỉ số lãi suất dài hạn có ý nghóa giải thích biến động VN-Index lớn so với số vó mô xem xét Kết nghiên cứu cho biết tốc độ điều chỉnh số chứng khoán cân dài hạn có cú sốc từ biến vó mô chậm, khoảng 3,08%/tháng Từ khóa: Thò trường chứng khoán, số kinh tế vó mô, kiểm đònh đồng liên kết, mô hình hiệu chỉnh sai số Đặt vấn đề Từ thá n g 11/2012, thò trườ n g n g khoá n Việ t Nam có nhiề u triể n vọ n g tích cự c VN-Index tính đế n thá n g 12/2013 tă n g đế n 34,76% so vớ i thá n g 11/2012, tă n g thê m 25,72% thá n g đầ u nă m 2014 (so vớ i cuố i nă m 2013) Theo Bá o cá o chiế n lượ c nă m 2014 củ a Cô n g ty Chứ n g khoá n Bả n Việ t , lý bả n đượ c đưa kinh tế vó mô ổ n đònh thu nhậ p trê n cổ phiế u dự kiế n tă n g khiế n TTCK Việ t Nam trở nê n hấ p dẫ n đố i vớ i nhiề u nhà đầ u tư Tác động yếu tố kinh tế vó mô lên TTCK chủ đề nghiên cứu phổ biến nhận nhiều quan tâm từ nhà kinh tế, nhà nghiên cứu, nhà hoạch đònh sách Đặc biệt từ sau Johansen Juselius (1990) đưa phương pháp kiểm đònh đồng liên kết để kiểm tra mối quan hệ dài hạn biến, phương pháp áp dụng rộng rãi nghiên cứu chủ đề Mukherjee Naka (1995) tìm thấy liên kết dài hạn TTCK Nhật với nhóm biến vó mô (lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất liên ngân hàng ngắn hạn lãi suất trái phiếu phủ dài hạn), phương trình cân ngắn hạn với biến giúp dự báo biến ngắn hạn Kwon Shin (1999) tìm thấy TTCK Hàn Quốc đồng liên kết với nhóm biến vó mô tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, cán cân thương mại Nghiên cứu Wongbangpo Sharma (2002) tìm thấy mối liên kết yếu tố vó mô (lạm phát, tỷ giá, GNP, cung tiền, lãi suất) TTCK nước Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore Thái Lan Maysami, Howe Hamzah (2004) nghiên cứu TTCK Singapore mối quan hệ với biến lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất ngắn hạn, lãi suất Số 110 Tháng 5/2015 43 dài hạn cho kết tương tự Gan, Lee, Yong Zhang (2006) tìm ả nh hưở ng lạm phát, tỷ giá , GDP, cung tiề n, lãi suất ngắn hạn, lãi suấ t dà i hạ n giá dầu bán lẻ đến TTCK New Zealand Ratanapakorn Sharma (2007) cho thấy TTCK Mỹ (đại diện số S&P 500) tương quan với biến vó mô (chỉ số S&P 500 nghòch biến với lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất ngắn hạn tương quan đồng biến với lãi suất dài hạn Ratneswary Rasiah (2010) cho thấy mối quan hệ dài hạn ngắn hạn TTCK Malaysia với biến vó mô lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền… Nghiê n u nà y nhằ m xem xé t liệ u cá c kế t thự c nghiệ m củ a nhữ n g nghiê n u trướ c đâ y trê n giớ i có phù hợ p vớ i TTCK Việ t Nam hay khô n g Bằ n g phương phá p kiể m đònh đồ n g liê n kế t , bà i viế t trả lờ i hai câ u hỏ i : (1) Chỉ số kinh tế vó mô nà o có ý nghóa mô hình tương tá c vớ i số VN-Index? (2) Mứ c độ ả n h hưở n g củ a cá c tá c độ n g nà y sao? Tổng quan cá c nghiê n u thự c nghiệm mối quan hệ giữ a cá c biế n kinh tế vó mô thò trườ ng ng khoá n Mối quan hệ giữ a lạ m phá t số chứng khoán Sử dụng kiểm đònh đồ ng liê n kế t mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số , nhiề u nghiên cứu giới mố i quan hệ ngược chiều lạm phá t giá ng khoán Boyd, Levine Smith (2001), Fama (1981), Fama vaø Schwert (1977), Gan vaø ctg (2006), Geske vaø Roll (1983), Kim (2003), Mukherjee vaø Naka (1995), Nelson (1976) Nguyễ n Minh Kiều Nguyễ n Vă n Điệ p (2013) Nguyễn Hữu Tuấn (2011) cù ng thự c hiệ n nghiên cứu tương tự Việ t Nam, kế t nghiên cứu cũn g thống nhấ t vớ i cá c nghiê n u quốc gia khác Cá c tá c giả nà y lậ p luận lạm phát gia tă ng, vớ i chi phí đầ u vào cao hơn, doanh thu lợ i nhuậ n cô ng ty 44 Số 110 Tháng 5/2015 bò giảm giá đầu tăng với tốc độ thấ p Mặt khác, sách thắt chặt tiề n tệ ban hành để kiềm chế lạm phá t, từ lãi suất phi rủi ro bò tác động tăng lê n, kéo theo hậu TTCK trở nên hấ p dẫn Những lập luận lý dẫ n đến giả thuyết số chứng khoán biến độ ng ngược chiều với lạm phát Mối quan hệ tỷ giá số chứng khoán Mối quan hệ TTCK tỷ giá giả thuyết chiều biến động tỷ giá ảnh hưởng đến giá trò công ty thông qua thay đổi sức cạnh tranh doanh nghiệp thò trường quốc tế, giá trò tài sản nợ phải trả doanh nghiệp trò giá dựa ngoại tệ, từ ảnh hưởng đến lợi nhuận cuối giá trò vốn chủ sở hữu doanh nghiệp (Madura, 2006) Mặt khác, nhiều nghiên cứu giới đề xuất mối quan hệ TTCK thay đổi tỷ giá hối đoái mối quan hệ dương Maysami ctg (2004), Maysami vaø Koh (2000), Mukherjee vaø Naka (1995), Ratanapakorn Sharma (2007), Ratneswary Rasiah (2010) Mối quan hệ sản xuất công nghiệ p số chứng khoán Sả n lượ n g cô n g nghiệ p đượ c sử dụ n g mộ t biế n thay (proxy) cho cá c hoạ t độ n g kinh tế thự c , bở i tính phả n n h chu kỳ kinh doanh Sả n lượ n g cô n g nghiệ p tă n g lê n thờ i kỳ kinh tế phá t triể n ngượ c lạ i Sự gia tă n g sả n xuấ t cô n g nghiệ p mộ t dấ u hiệ u cho thấ y doanh số bá n hà n g lợ i nhuậ n củ a cá c cô n g ty tă n g trưở n g, cổ phiế u đượ c kỳ vọ n g tă n g theo tương ứ n g Nhiề u nghiê n u trê n giớ i cho thấ y mố i quan hệ giữ a sả n xuấ t cô n g nghiệ p TTCK dương Fama (1981), Fama, French (1990), Gan vaø ctg (2006), Geske vaø Roll (1983), Gjerde vaø Saettem (1999), Kim (2003), Maysami vaø ctg (2004), Nasseh vaø Strauss (2000), Quayes vaø Jamal (2008), Ratanapakorn vaø Sharma (2007), Ratneswary Rasiah (2010) Do đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết sản lượng công nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến TTCK Mối quan hệ giữ a cung tiề n số chứng khoán Hiệu ứng ảnh hưởng thay đổi cung tiền đến TTCK giải thích thông qua tác động thay đổi trực tiếp danh mục đầu tư biến đổi gián tiếp hoạt động kinh tế thực Đặc biệt, với giả đònh tính ưa thích khoản nhà đầu tư, sách mở rộng cung tiền dẫn đến mức lãi suất kỳ vọng giảm đi, từ giá cổ phiếu kỳ vọng tăng lên Ngoài ra, lợi nhuận doanh nghiệp kinh tế thường kích thích phát triển sách tiền tệ mở rộng Theo kết thực nghiệm, lập luận chứng thực Fama (1981), Kwon Shin (1999), Maysami vaø Koh (2000), Mukherjee vaø Naka (1995), Ratneswary Rasiah (2010) Tạ i thò trường Việt Nam, nghiê n u củ a Nguyễ n Minh Kiều Nguyễn Văn Điệ p (2013) Nguyễ n Hữu Tuấn (2011) cũ ng tìm thấ y kế t luậ n tương tự Do đó, mối quan hệ giữ a TTCK cung tiền giả đònh cù ng chiề u Mối quan hệ giữ a lã i suấ t số chứng khoán Về lý thuyết, mối quan hệ giá cổ phiếu lãi suất điều chỉnh thay đổi nhà đầu tư danh mục đầu tư, bao gồm tỷ lệ phân bổ đầu tư vào trái phiếu cổ phiếu Hầu hết nhà đầu tư thích đầu tư vào trái phiếu lãi suất tăng, nói cách khác giá cổ phiếu giảm Ở mức lãi suất thấp, tiêu dùng kinh tế kỳ vọng tăng lên Điều có tác động tích cực đến doanh số lợi nhuận dự kiến công ty tương lai Mặt khác, phần lớn công ty tài trợ tài sản tiền vay, giảm lãi suất giúp giảm chi phí vốn cho công ty Nói cách khác, việc đầu tư vào TTCK trở nên hấp dẫn Vì vậy, nhóm tác giả đưa giả thuyết TTCK lãi suất (bao gồm lãi suất dài hạn ngắn hạn) biến động ngược chiều với Một số nghiên cứu có kết luận tương tự Gjerde Saettem (1999), Kim (2003), Maysami ctg (2004), Maysami vaø Koh (2000), Mukherjee vaø Naka (1995), Nasseh Strauss (2000), Ratanapakorn Sharma (2007) Phương pháp nghiên cứu Dữ liệu nghiên cứu Nhằm xây dựng mô hình tương tá c đa chiều biểu thò mối quan hệ TTCK cá c số kinh tế vó mô giả đònh trê n, viết nghiên cứu dãy số liệu từ thá ng 7/2006-02/2014 (92 quan sát với biế n), bao gồm biến sau: - VNI: Chỉ số đóng cửa ngày cuối thá ng VN-Index (tháng 7/2000 = 100), nguồ n Datastream Thomson Reuters - CPI: Chỉ số giá tiêu dùng tháng (nă m gốc 2009 = 100) sau hiệu chỉnh yế u tố mùa vụ, nguồn Datastream Thomson Reuters - E: Tỷ giá ngày cuối tháng (VND/USD), nguồn Datastream Thomson Reuters - IO: Sản lượng công nghiệp theo tháng (triệu đồng) sau hiệu chỉnh yếu tố mùa vụ (thay cho biến GDP tần suất tháng sẵn thống kê), nguồn Tổng cục Thống kê - M2: Tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng (liquidity aggregates, %), nguồn International Monetary Fund - SIR: Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn tháng (%, lấy ngày cuối tháng), nguồn Datastream Thomson Reuters - LIR: Lãi suất trái phiếu kỳ hạn năm (%, lấy ngày cuối tháng), nguồn Bloomberg Số 110 Tháng 5/2015 45 Biến VNI Bảng 1: Thống kê mô tả biến CPI E IO M2 SIR LIR Trung bình 535,4600 113,3400 18733,6000 83135,7000 26,7200 9,9100 9,5300 Trung vò 480,3700 108,1000 18962,5000 64815,3000 25,1000 8,6600 8,7800 1137,6900 157,4300 21170,0000 187540,2000 47,2000 19,4200 21,0000 245,7400 70,8800 15930,0000 43586,2000 9,8000 4,3500 5,8800 204,0800 27,6400 2039,5000 41300,8000 9,7800 3,3900 2,9200 Độ nghiêng 1,5935 0,0473 -0,15370 1,2078 0,3320 0,7803 1,4532 Độ dày 4,6230 1,6842 1,3665 3,1917 2,1458 3,1080 5,5872 Hệ số tương quan 1,0000 -0,5352 -0,5379 -0,2901 0,7121 -0,3137 -0,3975 Giá trò lớn Giá trò nhỏ Độ lệch chuẩn Bả n g cung cấ p thô n g tin thố n g kê mô tả cá c biế n đượ c sử dụ n g nghiê n u nà y Ướ c lượ n g thố n g kế độ nghiê n g (Skewness) trê n cá c dã y số cho thấ y phâ n bổ liệ u củ a biế n tỷ giá lệ c h phía trá i , cá c biế n cò n lạ i lệ c h phía phả i Bê n cạ n h , ướ c lượ n g thố n g kê độ dà y (Kurtosis) thể hiệ n rằ n g cá c dã y số đề u có phâ n phố i vớ i đuô i dà y phâ n phố i chuẩ n Ngoà i ra, dự a trê n phâ n tích sơ tính tương quan giữ a VN-Index vớ i cá c yế u tố vó mô cò n lạ i qua hệ số tương quan (correlation) cũ n g cho thấ y rằ n g cá c yế u tố kinh tế vó mô có tá c độ n g đế n biế n độ n g củ a số n g khoá n Phương pháp nghiê n u Chuỗi thời gian (time series) xem tạo từ mộ t trình ngẫ u nhiê n Một tính chất trình ngẫ u nhiê n nhà phân tích đặ c biệ t quan tâ m tính dừng Các mô hình hồ i quy cổ điể n theo phương pháp bình phương bé nhấ t (Ordinary Least Square - OLS) đượ c p dụ ng cho cá c chuỗi liệu có tính dừ ng (stationary series), biến mô hình khô ng dừ ng giả thuyết phương phá p OLS bò vi phạm, kiểm đònh t, F mấ t hiệ u lự c, ướ c lượng dự báo không hiệ u Mặ t c, mô hình tồn nhấ t mộ t biế n độ c lậ p có xu với biến phụ thuộ c, ướ c lượng mô hình ta thu đượ c cá c hệ số có ý nghóa thống kê hệ số xá c đònh R rấ t cao, 46 Số 110 Tháng 5/2015 nguyên nhân hai biến nà y có xu chúng tương quan chặt chẽ với nhau, tượ ng hồi quy giả mạo biến mô hình không dừng Do đó, biến sử dụ ng mô hình chuỗi số liệu thời gian nên nhóm tác giả kiểm đònh tính dừ ng biến sử dụng mô hình Cá c chuỗi số liệu đưa vào kiểm tra chuỗ i liệu thô ban đầu thu thập, có đơn vò phần mô tả Phương pháp sử dụng để kiểm đònh tính dừng ADF (Augemented Dickey-Fuller test) PP (Phillips - Perron test) Với chuỗi liệu không dừng tiến hành lấy sai phân, sau d lần lấy sai phân chuỗi dừng Nếu biến dừng bậc khác nhau, nghiên cứu dùng mô hình VAR (Vector Auto Regression) để mô tả biến độ ng biến mối liên hệ với Vớ i Xt=(VNIt, CPI t, E t, IO t, M2 t, SIR t, LIR t) véc tơ (7 x 1), T số quan sát mô hình VAR có dạng: k Xt = Φ Dt + ∑ Aj Xt-i + ut (t=1, T) i=1 Hệ mô hình hiệu chỉnh sai số (VECM) trường hợp đặc biệt mô hình VAR, sử dụng trường hợp biến dừng bậc tồn mối liên hệ đồng liên kết Do vậy, sau kiểm tra tính dừng, xảy trường hợp tất biến dừng bậc nhóm tác giả tiến hành kiểm đònh đồng liên kết Johansen (Johansen cointegration test) hình hiệ u chỉnh sai số VECM có n g chuẩ n tắ c sau: Engle Granger (1987) đưa khái niệm đồng liên kết (cointegration) sau: Các biến xit (x1t, x2t, , xnt) gọi đồng liên kết nếu: Trong đó: Δ ký hiệu sai phân bậc củ a biến (giả sử biến xit dừng bậc 1), α hệ số biến điều chỉnh sai số tốc độ mà điều chỉnh ngắn hạn tiếp cận đế n trạng thái cân dài hạn Nếu giá trò tuyệt đối α lớn trình điề u chỉnh diễn nhanh - Tất biế n x it đề u dừ ng cù ng bậc d (với d > 0) - Tồn véc tơ (β 1, β 2, , βn) cho e t = β x1t + β2 x2t + + βn xnt = Phaàn dư et gọi sai số câ n bằ ng (equilibrium error), với đặ c tính củ a mộ t chuỗ i dừng Nếu kiểm đònh cho kế t giữ a cá c biến (VNI, CPI, E, IO, M2, SIR, LIR) tồ n mối quan hệ dà i hạ n, tứ c dà i hạn kinh tế đạt trạ ng thá i câ n bằ ng sau: et = VNI t + α + β 1CPIt + β 2E t + β 3IOt + β 4M2t + β 5SIRt + β6LIRt = (1) Khi đó, nhóm tá c giả tìm cá c mố i quan hệ ngắn hạn giữ a cá c biế n thô ng qua hệ mô hình hiệ u chỉnh sai số (VECM): Phầ n dư e t có xu hướ n g tiế n dà i hạ n , ngắ n hạ n e t ≠ 0, lú c nà y e t n g vai trò biế n điề u chỉnh sai số (error correction term) từ n g phương trình câ n bằ n g ngắ n hạ n hệ cá c mô k-1 ΔXt = ∑ Гi ΔXt-i + α et-1 + ut i=1 Cuối cùng, kết đònh lượng nghiê n cứu tìm thấy củng cố lại phâ n tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function) phương pháp phân rã phương sai (Variance Decomposition) Kết nghiên cứu thảo luận Kết nghiên cứu Bằng phương pháp kiểm tra tính dừ ng chuỗi liệu ADF PP, kết Bảng cho thấy tất biến xem xét đưa vào mô hình (ở mức level) khô ng dừng, sau lấy sai phân biế n dừng sai phân bậc Do vậy, bà i nghiên cứu tiếp tục thực kiểm đònh đồng liên kết để tìm mối quan hệ dài hạ n biến Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình điều kiện cần thực Bảng 2: Kiểm tra tính dừng biến ADF (giá trò thống kê t) PP (giá trò thống kê t) Biến Level Sai phân bậc Level Sai phân bậc VNI -1,9320 -7,1610* -2,2930 -7,0870* CPI -2,9250 -3,3670* -2,2940 -3,4540* E -1,4760 -9,5530* -1,3760 -9,6570* IO 1,1980 -10,1660* 0,5120 -18,7440* M2 -3,3110 -7,1710* -2,6850 -7,5090* SIR -2,6390 -5,3160* -2,1280 -5,3120* LIR -2,0390 -6,1990* -2,4880 -5,9230* Ghi chú: * có ý nghóa mức 5% Số 110 Tháng 5/2015 47 trước thực kiểm đònh đồng liên kết, cách ứng dụng mô hình VAR cho biến với độ trễ tối đa Dựa tiêu chuẩn thông tin AIC (Akaike Information Criterion) SC (Schwarz Information Criterion), giá trò thấp tiêu chuẩn thông tin cho biết độ trễ tối ưu mô hình Tiêu chuẩn AIC SC đề xuất hai độ trễ tối ưu khác (Bảng 3), nhiên tiêu chuẩn SC ưu tiên lựa chọn nghiên cứu tiêu chuẩn SC thường chọn mô hình phù hợp với độ trễ tối ưu thấp Lý lựa chọn độ trễ dài làm bậc tự mô hình gây vấn đề đa cộng tuyến Do vậy, độ trễ tối ưu mô hình 1, tức giá trò biến chòu tác động giá trò biến tháng trước Trong kết kiểm đònh đồng liên kết Johansen, bao gồm kết kiểm đònh vết ma trận (trace test) kiểm đònh giá trò riêng cực đại ma trận (maximal Eigenvalue test) cho biết số véc tơ đồng liên kết; đồng thời cho biết giá trò hệ số véc tơ đồng liên kết Kết kiểm đònh Johansen nhóm tác giả tách trình bày Bảng Bảng cho thấy, hai kiểm đònh chấp nhận giả thuyết tồn véc tơ đồng liên kết Giá trò hệ số véc tơ đồng liên kết (có dạng phương trình (1)) trình bày Bảng Nhằm mục đích nhận xét dấu tương quan củ a biến VN-Index với biến lại mô hình, kết Bảng diễ n giải thành phương trình cân dài hạ n (2) sau (bằng cách giữ biến VNI nguyên vế trái chuyển phần lại sang vế phả i củ a phương trình): Căn vào độ trễ lựa chọn, nghiên cứu thực kiểm đònh đồng liên kết Johansen Bảng 3: Lựa chọn độ trễ tối ưu Độ trễ AIC 54,6080* 54,9250 55,3970 55,7260 55,5990 55,3870 55,0570 55,9020 SC 66,1540 65,0530 64,1080 63,0180 61,4730 59,8430 58,0960 57,5220* Ghi chú: * độ trễ lựa chọn theo tiêu chuẩn Bảng 4: Kiểm đònh đồng liên kết Giả thiết H0 Giả thiết H1 λtracetests Giá trò tới hạn α = 5% Kết luận λtracevalue r=0 r>0 177,2520* 150,5590 Bác bỏ H0 r≤1 r>1 122,0990* 117,7080 Bác bỏ H0 r≤2 r>2 86,9490 88,8040 Chấp nhận H0 Bác bỏ H0 Chấp nhận H0 λmaxtests λmaxvalue r=0 r=1 55,1530* 50,6000 r=1 r=2 35,1500 44,4970 Ghi chuù: * bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghóa 5% Bảng 5: Véc tơ đồng liên kết từ kiểm đònh Johansen VNI CPI E IO M2 SIR LIR Trend C 87,9990 -1,4430 -0,0460 -66,6240 492,5030 -838,8380 74,8340 21796,2600 (39,5100) (0,2600) (0,0100) (20,6000) (97,2900) (110,7100) (34,0200) [2,2300]* [-5,6600]* [-4,4300]* [-3,2300]* [5,0600]* [-7,5800]* [2,2000]* Ghi chú: Giá trò thống kê t thể [] * biểu thò mức ý nghóa 5% Biến Trend thể mô hình đại diện cho tính xu hướng chuỗi liệu 48 Số 110 Tháng 5/2015 VNIt = -87,999CPIt + 1,443Et + 0,046IOt + 66,624M2t - 492,503SIRt + 838,838LIRt 74,834TREND - 21796,26 (2) et = VNIt + 87,999CPIt - 1,443Et - 0,046IOt - 66,624M2t + 492,503SIRt - 838,838LIRt + 74,834TREND + 21796,26 (3) Trong phương trình câ n bằ ng trê n, biến CPI ý nghóa mức 5%, cá c biế n cò n lạ i (tỷ giá, sản lượn g công nghiệ p, cung tiề n, lã i suất ngắn hạn dà i hạ n) có ý nghóa mức 1% Mỗi điề u chỉnh ngắ n hạ n đề xuất hệ cá c mô hình hiệ u chỉnh sai số (VECM) Biế n điề u chỉnh sai số e t trình bày: Từ biế n e t đượ c xá c đònh phương trình (3) trê n , hệ cá c phương trình hiệ u chỉnh sai số (VECM) đượ c ghi nhậ n Bả n g Trong phương trình cân ngắn hạ n, ngoại trừ biến hiệu chỉnh sai số, biến cò n lại hiệu chỉnh dạng sai phân bậ c 1, ký hiệu Δ (vì biến xem xét dừn g Bảng 6: Các phương trình cân ngắn haïn ECM et-1 ΔVNIt-1 ΔCPIt-1 ΔEt-1 ΔIOt-1 ΔM2t-1 ΔSIRt-1 ΔLIRt C ΔVNIt ΔCPIt ΔEt ΔIOt ΔM2t ΔSIRt ΔLIRt -0,0308 0,0001 0,0938 -0,1088 0,0002 -0,000001 0,0008 (0,0090) (0,0001) (0,0300) (0,6860) (0,0004) (0,0001) (0,0002) [-3,2800]* [ 1,0500] [ 3,0700]* [-0,1600] [ 0,6300] [-0,0100] [ 5,0200]* 0,1782 -0,0001 -0,0680 1,9709 0,0113 0,0005 0,0035 (0,1110) (0,0010) (0,3620) (8,1350) (0,0040) (0,0010) (0,0020) [ 1,6000] [-0,0700] [-0,1900] [-0,2400] [ 2,7200]* [ 0,3600] [ 1,9100] -14,1449 0,7059 -16,9655 632,4813 -0,5015 0,1263 0,2207 (9,4630) (0,0930) (30,7660) (692,1020) (0,3350) (0,1250) (0,1550) [-1,4900] [7,6100]* [-0,5500] [ 0,9100] [-1,4100] [ 1,0100] [ 1,4200] 0,0085 0,0007 0,0049 -2,5182 -0,0016 -0,0006 0,0004 (0,0380) (0,0004) (0,1220) (2,7450) (0,0010) (0,0005) (0,0006) [0,2300] [1,9400] [-0,0400] [ -0,9200] [-1,1400] [-1,1300] [0,5800] 0,0003 -0,0000005 0,0012 -0,4395 0,00001 0,000004 0,00003 (0,0010) (0,00001) (0,005) (0,106) (0,00005) (0,00002) (0,00002) [0,2200] [-0,0300] [0,2400] [-4,1500]* [0,1800] [0,2200] [ 1,3200] 1,8196 -0,0498 0,2831 -106,1740 0,1574 -0,0680 -0,0565 (2,6750) (0,0260) (8,6960) (195,6270) (0,1000) (0,0350) (0,0440) [ 0,6800] [-1,9000] [0,0300] [-0,5400] [ 1,5700] [-1,9300] [-1,2900] 6,0285 0,0551 -4,3449 -1430,0600 -0,4019 0,1015 -0,0856 (9,2230) (0,0900) (29,9840) (674,5060) (0,3460) (0,1210) (0,1510) [ 0,6500] [0,6100] [-0,1400] [-2,1200]* [-1,1600] [ 0,8400] [-0,5700] -9,4653 0,02140 63,8270 394,7050 0,2576 0,4400 0,7594 (8,4690) (0,0830) (27,5340) (619,3920) (0,3180) (0,1120) (0,1390) [-1,1200] [0,2600] [ 2,3200]* [0,6400] [ 0,8100] [ 3,950]* [ 5,4700]* 14,0061 0,2232 70,5360 1766,3190 0,3679 -0,1342 -0,3009 (12,0650) (0,1180) (36,2220) (882,3440) (0,4520) (0,1590) (0,1980) [ 1,1600] [ 1,8900] [ 1,8000] [ 2,0000]* [0,8100] [-0,8400] [-1,5200] Ghi chú: Giá trò thống kê t thể [] * biểu thò mức ý nghóa 5% thức xác đònh ΔYt = Yt - Yt-1 Δ thể sai phân bậc biến, với công Số 110 Tháng 5/2015 49 bậc 1, nên biến đưa vào mô hình VECM phải đưa dạng sau lấy sai phân bậc 1) Bởi tồn tạ i nhữ ng khó khă n đònh việc diễn giả i kế t củ a hệ mô hình VECM, nên bà i nghiê n u phâ n tích hàm phản ứn g đẩy phâ n rã phương sai để minh họa rõ biế n độ ng củ a VN-Index từ nhữn g thay đổ i củ a cá c tá c nhâ n vó mô giai đoạn quan sá t 10 thá ng Hà m phả n ứng đẩy (Impulse Response Function): Hình vẽ đườ ng biế n động VN-Index trướ c từ ng tá c nhâ n ả nh hưởng: với giả đònh biế n vó mô bấ t kỳ thay đổi S.D (độ lệch chuẩ n, standard deviation), biến lạ i khô ng đổ i biế n VN-Index phản ứng lạ i nà o VN-Index ổ n đònh trở lạ i Kế t phân tích cho thấy VN-Index thay đổi S.D có tác động đẩy tăng lên, tác động giảm dần theo thời gian, sau tháng biến VN-Index không chòu ảnh hưởng từ “cú sốc” thay đổi S.D trước (và tương tự cho biến lại) Tóm lại, từ Hình ta thấy biến CPI lãi suất ngắn hạn có tác động âm đến biến động VN-Index, biến lại có tác động dương đến VN-Index Phân rã phương sai (Variance Decomposition) áp dụng nhằm trả lời câu hỏi thay đổi VN-Index giải thích % biến vó mô lại Kết Bảng cho thấy, thay đổi VN-Index giải thích chủ yếu cú sốc Biến lãi suất dài hạn có tác động đến thay đổi VN-Index nhiều so với biến vó mô khác Thảo luận Từ kết mô hình phương trình (2), ta đưa kết luận mối tương Hình 1: Phân tích hàm phản ứng đẩy Thay đổi VNI tăng S.D VNI Thay đổi VNI tăng S.D CPI Thay đổi VNI tăng S.D E Thay đổi VNI tăng S.D IO Thay đổi VNI tăng S.D M2 Thay đổi VNI tăng S.D SIR Thay đổi VNI tăng S.D LIR 50 Soá 110 Tháng 5/2015 Bảng 7: Phân rã phương sai (%) Thaùng S.E VNI CPI E IO M2 SIR LIR 61,5900 100,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 95,3800 96,3300 0,6400 0,8300 0,2300 0,3700 0,0600 1,5500 127,9400 89,4100 1,1900 1,4400 0,2000 0,4600 0,2500 7,0400 160,9300 84,3800 1,4900 1,6200 0,1900 0,4200 0,5000 11,4100 191,4500 82,1700 1,7400 1,5500 0,1600 0,3700 0,6800 13,3300 218,3800 81,3800 2,0500 1,4200 0,1500 0,3500 0,7600 13,8800 242,3200 80,9500 2,4100 1,3200 0,1400 0,3700 0,7900 14,0200 264,2800 80,5200 2,7800 1,2400 0,1400 0,4000 0,7900 14,1500 284,9700 80,0400 3,1200 1,1800 0,1400 0,4300 0,7800 14,3200 10 304,7100 79,5900 3,4200 1,1300 0,1400 0,4600 0,7700 14,5000 quan dài hạn giữ a VN-Index cá c biến vó mô sau: - Trong trường hợp biến lại phương trình không thay đổi, mối quan hệ VN-Index lạm phát, VN-Index lãi suất ngắn hạn tương quan âm; mối quan hệ VN-Index tỷ giá, VN-Index sản lượng công nghiệp, VN-Index cung tiền, VN-Index lãi suất dài hạn tương quan dương Như vậy, ngoại trừ mối quan hệ VN-Index với lãi suất dài hạn, giả thuyết ban đầu mối tương quan VN-Index với biến vó mô chứng minh phù hợp Mối tương quan dương VN-Index lãi suất dài hạn giải thích tác động bù trừ tăng trưởng dòng tiền từ cổ phiếu với thay đổi lãi suất dài hạn Ở số nghiên cứu giới, kết tương tự tìm thấy, Apergis Eleftheriou (2002) thò trường Athens; Erdem, Arslan Erdem (2005) thò trường Istanbul Mối quan hệ dương TTCK lãi suất dài hạn tìm thấy Bohl, Siklos Werner (2007) cá c tá c giả giả i thích tượng phương sai thay đổi (heteroskedasticity) Nghiên cứu củ a Wongbangpo Sharma (2002) tìm thấ y mố i tương quan dương TTCK Malaysia, Indonesia với lãi suất dài hạn, TTCK Philippines, Singapore Thái Lan tương quan â m Nguyê n nhân dẫn đến c trê n khác biệt tỷ lệ lạ m phá t cung tiền nước Vì vậy, nhiều lập luận đề xuất lãi suất có tác động âm đến TTCK, kết nghiên cứu đònh lượng vẫ n đưa kết luận khác - So sánh với nghiên cứu thực nghiệ m tương tự TTCK Việt Nam Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013), Nguyễ n Hữu Tuấn (2011), nghiên cứu cũ ng cung tiền có mối quan hệ cù ng chiều với VN-Index, lạm phát có mối quan hệ ngược chiều với VN-Index; với mối quan hệ khác mà nghiên cứu kết luậ n ý nghóa/không xem xét, nghiê n cứu đề xuất: VN-Index tương quan â m với lãi suất ngắn hạn tương quan dương với biến tỷ giá, sản lượng công nghiệ p , lãi suất dài hạn - Trên thực tế, với thay đổi phức tạp biến vó mô (có thể lúc), mô hình cân dài hạn đề xuất rằng: Trong dài hạn, thay đổi số vó mô đạt cân phương trình (2) thông qua điều chỉnh ngắn hạn Kết luận cân ngắn hạn rút từ hệ phương trình cân VECM Bảng 6: - Trong phương trình cân ngắn hạn VN-Index, tỷ lệ hiệu chỉnh sai số góp phần đạt cân dài hạn khoảng 3,08 %/tháng, Số 110 Tháng 5/2015 51 mức ý nghóa thống kê 5% Hệ số nghiên cứu Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013) 13.04%/tháng, nghiên cứu Nguyễn Hữu Tuấn (2011) 18.2%/tháng Ý nghóa tốc độ loại bỏ biến động ngắn hạn để đạt trạng thái phương trình cân dài hạn trình bày chậm (khoảng 32 tháng), so với đề xuất nghiên cứu trước tốc độ chậm lần Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013) lần Nguyễn Hữu Tuấn (2011) Ngoài ra, phương trình cân ngắn hạn VN-Index đề xuất, ngắn hạn VN-Index chòu tác động ngược chiều tháng trước với biến vó mô CPI, lãi suất ngắn hạn, chòu tác động chiều biến tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất dài hạn (cùng dấu với mối quan hệ dài hạn) - Ở phương trình cân ngắn hạn biến CPI, biến động tháng trước có ý nghóa giải thích biến động tháng (mối tương quan dương, mức ý nghóa 5%) Trong phương trình cân ngắn hạn biến tỷ giá biến lãi suất dài hạn, tỷ lệ hiệu chỉnh sai số cân dài hạn tương ứng 9,38%/tháng 0,08%/tháng (mức ý nghóa 5%) Với phương trình cân ngắn hạn biến sản lượng công nghiệp, sản lượng công nghiệp tháng chòu tác động âm từ giá trò tháng trước biến lãi suất ngắn hạn tháng trước (mức ý nghóa 5%) Ở mức ý nghóa thống kê 5%, thay đổi lãi suất dài hạn tháng trước có tác động dương làm thay đổi biến tỷ giá, lãi suất ngắn hạn (lãi suất dài hạn) Phương trình cân ngắn hạn cung tiền cho thấy chòu tác động dương có ý nghóa 5% từ thay đổi VN-Index tháng trước Kết luận Bài viết sử dụ ng phương phá p kiể m đònh đồn g liên kết mô hình hiệ u chỉnh sai số 52 Số 110 Tháng 5/2015 để nghiên cứu mối quan hệ VN-Index biến vó mô: lạm phát, tỷ giá, sản lượng công nghiệp, cung tiền, lãi suất ngắn hạn, lãi suất dài hạn Mục tiêu nghiên cứu đạt thông qua việc phân tích phương trình đồng liên kết biến (thể cân đạt dài hạn) mô hình hiệu chỉnh sai số biến (thể cân ngắn hạn điều chỉnh để đạt cân dài hạn) Kết luận quan trọng rút biến tồn mối tương tác đa chiều dài hạn kinh tế đạt trạng thái cân Khi tách tác động biến vó mô lê n VN-Index (giả đònh biến vó mô lạ i không đổi), nghiên cứu cho thấy mối tương quan lạm phát VN-Index, lãi suấ t ngắn hạn VN-Index tương quan â m; mối tương quan tỷ giá VN-Index, sản lượng công nghiệ p VN-Index, cung tiền VN-Index, lã i suất dài hạn VN-Index tương quan dương (kể ngắn hạn dài hạn, mứ c ý nghóa thống kê 5%) Hơn nữa, cá c biến vó mô xem xét, biến lãi suất dài hạ n có tác động giải thích lớn biến độ ng VN-Index Để đạt trạng thái câ n dài hạn, kết nghiên cứu cho biết tháng có 3,08% mức chênh lệch giữ a biến thiên ngắn hạn dài hạn loại trừ, nhận xét tốc độ chậm Tóm lại, kết nghiên cứu cung cấp cho nhà hoạch đònh sách nhìn tổng quan mang tính chất đònh lượng mối quan hệ tác động truyền dẫn từ yếu tố vó mô đến số chứng khoán ngược lại Nghiên cứu thực với giớ i hạn số quan sát, cụ thể biến sản lượ ng công nghiệp lãi suất trái phiếu năm giai đoạn trước tháng 7/2006, biến cung tiền M2 từ sau tháng 02/2014 Bên cạnh việ c tăng số quan sát (nếu có thể), hướng nghiê n cứu đề xuất bổ sung o phương trình biến giá vàng, giá dầ u để kiểm tra giả thuyế t liệ u giá ng giá dầu có ý nghóa phương trình giả i thích mối tương quan giữ a số ng khoá n với yếu tố vó mô Ngoà i ra, vớ i phá t triển hạ n chế TTCK Việ t Nam so vớ i thò trường phát triể n, nhó m tá c giả đề xuất bổ sung thêm biến số chứng khoán giới S&P 500, DowJones, Nikkei 225… để kiểm tra nhạy cảm thò trường Việ t Nam trước biến động yếu tố vó mô toàn cầu, đối tác trọ ng yếu Việt Nam Tài liệu tham khaûo Apergis, N and Eleftheriou, S (2002) Interest rates, inflation, and stock prices: The case of the Athens Stock Exchange Journal of Policy Modeling, 24(3), pp 231-236 Bohl, M T., Siklos, P L and Werner, T (2007) Do central banks react to the stock market? The case of Bundesbank Journal of Banking and Finance, 31, pp 719-733 Boyd, J., Levine, R and Smith, B D (2001) The impact of inflation on financial sector performance Journal of Monetary Economics, 47(2), pp 221-248 Công ty Cổ phần Chứng khoán Bản Việt (2014) Báo cáo chiến lược http://www.stox.vn/Report/Detail/company/3921/baocao-chien-luoc-dau-tu-nam-2014-vcsc.html Erdem, C., Arslan C K and Erdem, M S (2005) Effects of macroeconomic variables on Istanbul Stock Exchange Indexes Applied Financial Economics, 15, pp 987-994 Fama, E F (1981) Stock returns, real activity, inflation and money American Economic Review, 71(4), pp 545-564 Fama, E F and French, K (1990) Business conditions and expected returns on stocks and bonds Journal of Financial Economics, 25, pp 23-49 Fama, E F and Schwert, G (1977) Asset Returns and Inflation Journal of Financial Economics, 5, pp 115-146 Gan, C., Lee, M., Yong, H and Zhang, J (2006) Macroeconomic Variables and Stock Market Interactions: New Zealand Evidence Investment Management and Financial Innovations, 3(4), pp 89-101 Geske, R and Roll, R (1983) The fiscal and monetary linkage between stock returns and inflation Journal of Finance, 38, pp 1-33 Gjerde, O and Saettem, F (1999) Causal relations among stock returns and macroeconomic variables in a small open economy Journal of Int Finance, Markets Money, 9, pp 61-74 Kim, K (2003) Dollar exchange rate and stock price: Evidence from multivariate cointegration and error correction model Review of Financial Economics, 12(3), pp 301-313 Kwon, C S and Shin, T S (1999) Co-integration and causality between macroeconomic variables and stock returns Global Finance Journal, 10 (1), pp 71-81 Madura, J (2006) International corporate finance Cengage Learning, South – Western Maysami, R C., Howe, L C and Hamzah, M A (2004) Relationship between macroeconomic variables and stock market indices: Co-integration evidence from Stock Exchange of Singapores All-S sector indices Journal of Pengurusan, 24, pp 47-77 Maysami, R C and Koh, T S (2000) A vecto error correction model of the Singapore stock market International Review of Economics & Finance, (1), pp 79-96 Mukherjee, T K and Naka, A (1995) Dynamic relations between macroeconomic variables and the Japanese stock market: An application of a veùc tô error correction model Journal of Financial Research, 18 (2), pp 223-237 Nasseh, A and Strauss, J (2000) Stock Prices and Domestic and International Macroeconomic Activity: A Cointegration Approach Quarterly Review of Economics and Finance, 40 (2), pp 229-245 Nelson, C (1976) Inflation and Rates of Return on Common Stocks Journal of Finance, 31 (2), pp 471-483 Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013) Quan hệ yếu tố vó mô biến động thò trường chứng khoán: Bằng chứng nghiên cứu từ thò trường Việt Nam Science & Technology development, 16, pp 86 - 100 Nguyễn Hữu Tuấn (2011) Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng biến số vó mô đến số giá thò trường chứng khoán Việt Nam Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, 68, pp 4-10 Số 110 Tháng 5/2015 53 Ratanapakorn, O and Sharma, S.C (2007) Dynamic analysis between the US stock returns and the macroeconomic variables Applied Financial Economics, 17, pp 369-377 Ratneswary, R and Rasiah, V (2010) Macroeconomic activity and the Malaysian Stock Market: Empirical evidence of dynamic relations International Journal of Business and Finance Research, 4(2), pp 59-69 Wongbangpo, P and Sharma, S C (2002) Stock market and macroeconomic fundamental dynamic interactions: ASEAN-5 countries Journal of Asian Economics, 13, pp 27-51 Thông tin tác giả: (*) Nguyễn Thò Bảo Trân công tác Viện Nghiên cứu Phát triển TP.HCM Lónh vực nghiên cứu chính: Quản trò rủi ro (Risk Management), Quản trò tài (Financial Management) Email: ntbtran.hids@tphcm.gov.vn (**) ThS Lê Quang Minh công tác Khoa Tài – Ngân hàng, Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia TP.HCM Lónh vực nghiên cứu chính: Hiệu kỹ thuật ngân hàng, Chất lượng thu nhập (Earnings Quality), Dự báo chu kỳ kinh tế Các nghiên cứu công bố tạp chí: Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, Journal of Emerging Issues in Economics, Finance and Banking (JEIEFB) Email: minhlq@uel.edu.vn (***) ThS Võ Đình Vinh công tác Khoa Tài – Ngân hàng, Trường Đại học Kinh tế - Luật, Đại học Quốc gia TP.HCM Lónh vực nghiên cứu chính: Đònh giá tài sản (Asset Pricing), Dữ liệu tần suất cao (High frequency data), Quản trò rủi ro (Risk Management), Hiệu ứng lan truyền khủng hoảng (Financial contagion) Các nghiên cứu công bố tạp chí: Tạp chí Phát triển Kinh tế, Journal of Applied Finance and Banking Email: vinhvd@uel.edu.vn 54 Số 110 Tháng 5/2015 ... luận lý dẫ n đến giả thuyết số chứng khoán biến độ ng ngược chiều với lạm phát Mối quan hệ tỷ giá số chứng khoán Mối quan hệ TTCK tỷ giá giả thuyết chiều biến động tỷ giá ảnh hưởng đến giá trò công... nghiệm ảnh hưởng biến số vó mô đến số giá thò trường chứng khoán Việt Nam Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, 68, pp 4-10 Số 110 Thaùng 5/2015 53 Ratanapakorn, O and Sharma, S.C (2007) Dynamic analysis... xuất giả thuyết sản lượng công nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến TTCK Mối quan hệ giữ a cung tiề n số chứng khoán Hiệu ứng ảnh hưởng thay đổi cung tiền đến TTCK giải thích thông qua tác động thay