Phân tích tác động của một số nhân tố đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam

Nội dung text: Phân tích tác động của một số nhân tố đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam

1. 92 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA MỘT SỐ NHÂN TỐ ĐẾN CHỈ SỐ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Vũ Quốc Dũng* Nguyễn Thị Phương Tuyến TÓM TẮT: Mục tiêu của nghiên cứu này là phân tích tác động của một số nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi của chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam VNINDEX. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm tỷ giá USD/VND, giá vàng thế giới và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng (monthly series) trong giai đoạn từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, nhờ mô hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag, viết tắt là ARDL). Kết quả phân tích hồi quy cho thấy trong ngắn hạn, chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong quá khứ của chính nó trong 3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số liệu này, không tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường chứng khoán. Còn trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán, sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng thì có quan hệ cùng chiều với biến động của chỉ số thị trường chứng khoán. Từ khóa: Chỉ số, thị trường chứng khoán, nhân tố ảnh hưởng 1. GIỚI THIỆU Thị trường chứng khoán giữ vai trò hết sức quan trọng trong hệ thống tài chính ở mỗi quốc gia. Trên thị trường, giá cổ phiếu là yếu tố được các nhà đầu tư đặc biệt quan tâm khi đưa ra quyết định đầu tư. Lý thuyết thị trường hiệu quả cho rằng giá của cổ phiếu phải phản ánh tất cả các thông tin sẵn có liên quan đến cổ phiếu đó (Fama, 1970). Nói một cách khác, nếu thị trường là hiệu quả thì giá của cổ phiếu sẽ bị tác động bởi nhiều nhân tố, bao gồm cả nhân tố vi mô và vĩ mô. Tuy nhiên, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng thị trường chứng khoán ở nhiều quốc gia là không hiệu quả. Vì vậy, các thông tin khi được công bố có thể sẽ không được phản ảnh đầy đủ vào trong giá cổ phiếu. Trong những năm gần đây, các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu là chủ đề được nhiều nhà nghiên cứu về tài chính đặc biệt quan tâm do những ý nghĩa quan trọng của nó. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ rằng các yếu tố cơ bản của công ty, chẳng hạn như tỷ lệ cổ tức, có ảnh hưởng trực tiếp đến giá cổ phiếu (Al-Qenae và cộng sự, 2002; Al-Tamimi và cộng sự, 2007; Uddin và cộng sự, 2013). Bên cạnh đó, một số nghiên cứu khác lại tìm thấy những bằng chứng về * Khoa Tài chính công, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam. Khoa Kế toán, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam.
2. HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 93 sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô (lãi suất, lạm phát, tăng trưởng kinh tế) đến giá của cổ phiếu (Tsoukalas, 2003; Liu và Shrestha, 2008; Aurangzeb, 2012). Cho đến nay, đã có một vài nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, (Hussainey và Ngoc, 2009; Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo, 2013). Tuy nhiên, các nghiên cứu này chủ yếu tập trung vào việc đo lường ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến giá của cổ phiếu mà chưa nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố cơ bản của công ty. Hơn nữa, theo quan sát của tác giả, giá vàng là nhân tố có thể ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu bởi vì ở Việt Nam thị trường vàng có mối quan hệ rất chặt chẽ với thị trường chứng khoán. Tuy nhiên, biến số này lại không được sử dụng trong các nghiên cứu trước đây ở Việt Nam. Mục tiêu của nghiên cứu này là đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên HOSE, trong đó chú trọng đến những khoảng trống mà các nghiên cứu trước đây để lại. Kết quả của nghiên cứu này sẽ bổ sung những bằng chứng thực nghiệm về các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ trong điều kiện thị trường chứng khoán mới nổi và góp phần giúp các nhà đầu tư có những hành vi đầu tư hợp lý hơn. Đây là yếu tố quan trọng giúp thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển một cách ổn định và bền vững hơn. 2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU CÓ LIÊN QUAN ĐẾN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu là chủ đề nhận được sự quan tâm đặc biệt của nhiều nhà nghiên cứu trong những năm gần đây. Các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu được tìm thấy trong các nghiên cứu thực nghiệm đã công bố bao gồm các nhân tố vĩ mô và nhân tố cơ bản liên quan đến tình tình tài chính và hiệu quả hoạt động của các công ty. Do không thể liệt kê tất cả các nghiên cứu có liên quan nên trong phần này, chúng tôi chỉ liệt kê một vài nghiên cứu tiêu biểu làm cơ sở cho nghiên cứu của mình. Trước tiên là nghiên cứu của Al-Qenae và cộng sự (2002). Trong nghiên cứu này, các tác giả đo lường ảnh hưởng của các nhân tố EPS, tổng sản phẩm quốc dân (GNP), lãi suất và lạm phát đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên Thị trường chứng khoán Kuwait trong giai đoạn 1981-1997. Kết quả nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với biến EPS và GNP, nhưng lại có tương quan nghịch với các biến lãi suất và lạm phát. Tiếp theo, Al-Tamimi và cộng sự (2007) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán UAE (United Arab Emirates). Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu giá của 17 cổ phiếu được thu thập trong khoảng thời gian từ 1990 đến 2005. Kết quả nghiên cứu cho thấy thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS) là nhân tố có tác động mạnh và cùng chiều đến giá của các cổ phiếu. Các nhân tố cung tiền và GDP cũng có tương quan thuận với giá của các cổ phiếu nhưng lại không có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngoài ra, nghiên cứu này còn chỉ ra rằng chỉ số giá tiêu dùng và lãi suất có tương quan nghịch với giá của các cổ niêm yết trên thị trường chứng UAE. Tuy nhiên, chỉ có mối quan hệ giữa chỉ số giá tiêu dùng và giá của các cổ phiếu là có ý nghĩa thống kê. Như vậy, có hai nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu được tìm thấy trong nghiên cứu này, đó là EPS, chỉ số giá tiêu dùng. Mehr-un-Nisa và Nishat (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của các chỉ tiêu tài chính công ty và các yếu tố vĩ mô đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên Thị trường chứng khoán Karachi (Pakistan). Sử dụng phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) trên dữ liệu của 221 công ty trong giai đoạn 1995-2006, các tác giả đã tìm thấy mối tương quan thuận giữa giá của cổ phiếu với các cấu trúc vốn, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, EPS và quy mô của công ty. Liên quan đến các yếu tố vĩ mô, kết quả nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với
3. 94 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA tốc độ tăng trưởng GDP, cung tiền và độ sâu tài chính. Ngược lại, giá cổ phiếu lại có tương quan nghịch với lãi suất và tỷ lệ lạm phát. Trong một nghiên cứu khác, Uddin và cộng sự (2013) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu thuộc ngành tài chính ở Bangladesh. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu được thu thập từ báo cáo tài chính của 67 công ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Dhaka trong giai đoạn từ 2005 đến 2011. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy EPS, giá trị tài sản ròng (NAV), lợi nhuận trước thuế, tỷ số P/E (giá thị trường trên lợi nhuận) có tương quan thuận với giá của các cổ phiếu thuộc ngành tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Dhaka. Tsoukalas (2003) xem xét mối quan hệ giữa giá của cổ phiếu ở thị trường chứng khoán chứng khoán Cyprus và các yếu tố kinh tế vĩ mô. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi giá của các cổ phiếu, giá trị sản xuất công nghiệp, CPI, cung tiền và tỷ giá hối đoái theo thời gian với tuần suất quý được thu thập cho khoảng thời gian từ 1975 đến 1998. Sử dụng kiểm định Ganger, kết quả nghiên cứu cho thấy giá của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán chứng khoán Cyprus có mối quan hệ chặt chẽ với các yếu tố kinh tế vĩ mô được chọn để nghiên cứu. Liu và Shrestha (2008) kiểm định mối quan hệ giữa giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Trung Quốc với các yếu tố vĩ mô, bao gồm giá trị sản xuất công nghiệp, tỷ giá, lạm phát, cung tiền và lãi suất. Nghiên cứu này sử dụng số liệu thứ cấp cho tất cả các biến số trong giai đoạn từ 01/1992 đến 12/2001. Sử dụng kiểm định đồng kết hợp (cointegration test), các tác giả đã tìm thấy mối tương quan thuận giữa giá cổ phiếu với giá trị sản xuất công nghiệp và cung tiền và mối tương quan nghịch giữa giá cổ phiếu với tỷ lệ lạm phát, lãi suất và tỷ giá. Trên cơ sở các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy, các tác giả đã đưa ra khuyến nghị cho các nhà đầu tư rằng khi muốn đầu tư vào thị trường chứng khoán Trung Quốc thì nên đầu tư dài hạn bởi vì trong ngắn hạn thị trường chứng khoán Trung Quốc giao động rất mạnh nên cực kỳ rủi ro. Eita (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến giá của các cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Namibia. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu thời gian với tần suất quý của giá cổ phiếu, cung tiền, lạm phát, GDP, lãi suất và tỷ giá trong giai đoạn 1998 - 2009. Thống nhất với kết quả của các nghiên cứu trước đó, nghiên cứu này chỉ ra rằng giá của các cổ phiếu có mối tương quan nghịch với lãi suất và lạm phát. Ngược lại, các nhân tố GDP, tỷ giá và cung tiền có mối tương quan thuận với giá của các cổ phiếu. Aurangzeb (2012) xác định các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu trên ba thị trường chứng khoán ở khu vực Nam Á, đó là Pakistan, Ấn độ và Sri Lanka. Số liệu sử dụng cho nghiên cứu này được thu thập cho giai đoạn từ 1997 đến 2010. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), tỷ giá hối đoái có tương quan thuận, trong khi đó, lãi suất lại có tương quan nghịch với giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán ở khu vực Nam Á. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu còn cho thấy lạm phát có tương quan nghịch với giá của các cổ phiếu nhưng lại không có ý nghĩa về mặt thống kê. Hussainey và Ngoc (2009) nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô của Việt Nam (giá trị sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất) và của Mỹ (chỉ số S&P 500, giá trị sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất trái phiếu chính phủ) đến giá của các cổ phiếu ở Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy giá trị sản xuất công nghiệp cả của Việt Nam và Mỹ đều có mối
4. HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 95 tương quan tỷ lệ thuận với giá của các cổ phiếu ở Việt Nam. Ngoài ra, nghiên cứu này còn tìm thấy mối quan nghịch giữa lãi suất và giá của cổ phiếu nhưng lại không có ý nghĩa về mặt thống kê. Trong một nghiên cứu khác, Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của một số yếu tố vĩ mô đến chỉ số giá thị trường của Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (VN-Index) trong giai đoạn từ 7/2000 đến 9/2011. Kết quả nghiên cứu cho thấy các yếu tố cung tiền, sản lượng công nghiệp và giá dầu thế giới có mối tương quan cùng chiều với chỉ số giá thị trường. Ngược lại, biến lãi suất và tỷ giá hối đoái lại có mối tương quan nghịch với sự thay đổi của VN-Index. Điều đặc biệt là các tác giả đã tìm thấy mối tương quan thuận giữa lạm phát và chỉ số giá thị trường nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Tóm lại, các nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng EPS là nhân tố ảnh hưởng rất lớn đến giá của các cổ phiếu. Ngoài ra, các nhân tố kinh tế vĩ mô như lãi suất, lạm phát, tỷ giá, cung tiền, GDP, giá trị sản xuất công nghiệp cũng là những nhân tố có những tác động nhất định đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán. Các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy trong các nghiên cứu được thực hiện trên thị trường chứng khoán Việt Nam cơ bản thống nhất với các nghiên cứu được thực hiện ở các thị trường chứng khoán mới nổi. Trương Đông Lộc (2014) đã phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá cổ phiếu niêm yết trên sàn thành phố Hồ Chí Minh. Bài viết đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá của các cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE). Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi giá, lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS) của 20 cổ phiếu niêm yết trên HOSE, lãi suất cho vay, tỷ giá USD/VND, giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất quý (quarterly series) trong giai đoạn từ 31/12/2006 đến 31/12/2012. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy EPS và tỷ giá USD/VND có tương quan tỷ lệ thuận với sự thay đổi giá của các co phiếu. Ngược lại, biến động của giá vàng và tỷ lệ lạm phát có mối tương quan nghịch với tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu. Nghiên cứu này lấy ý tưởng phân tích tác động của một số nhân tố kinh tế vĩ mô đến không phải một số cổ phiếu như trong Trương Đông Lộc (2014) mà đến chỉ số của cả thị trường chứng khoán, VNINDEX, với phương pháp phức tạp hơn, sử dụng mô hình tự hồi quy phân phối trễ và với thời gian cập nhật hơn, từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, với dữ liệu theo tháng. 3. SỐ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1. Số liệu nghiên cứu Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam là VNINDEX, tỷ giá USD/VND, giá vàng thế giới và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng (monthly series). Tất cả số liệu ở trên được thu thập cho khoảng thời gian từ ngày tháng 1/2011 đến tháng 3/2019.Các số liệu về chỉ số thị trường chứng khoán, tỷ giá USD/ VND, giá vàng thế giới được thu thập từ investing.com và chỉ số giá tiêu dùng được thu thập từ finance.vietstock.vn. 3.2. Phương pháp nghiên cứu Để nghiên cứu tác động của một số chỉ số kinh tế vĩ mô đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam, VNINDEX, tác giả sử dụng mô hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed
5. 96 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA Lag, viết tắt là ARDL), được đề xuất bởi Pesaran, Shin & Smith (1996). Dạng toán học của mô hình ARDL được sử dụng trong bài báo là: mn =αα++β + D() VNINDEX ti0 ∑∑D( VNINDEX)ti−−i D(US D _ VND)ti ii=11= nn +γδ ++ ∑∑iD( GOLD)ti−− it D( CPI)ti u , ii=11= trong đó, D là ký hiệu toán tử lấy sai phân, αβγδi,,, iii là các hệ số hồi quy, và ut là phần dư có tương quan đồng thời nhưng không tương quan với trễ của nó và không tương quan với tất cả các biến độc lập. Do đó, vế phải của phương trình hồi quy gồm các biến trễ của các biến độc lập, và ở đây chúng ta có thể sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu. Gujarati (2004) đã trình bày chi tiết về mô hình ARDL. Quy trình ước lượng mô hình ARDL gồm các bước sau: - Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian. - Lựa chọn bậc trễ tối ưu cho mô hình ARDL. - Ước lượng mô hình ARDL. - Kiểm định kết quả ước lượng mô hình ARDL. - Kiểm định đồng tích hợp để tìm mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Trước tiên, cần kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu. Chúng ta quan sát đồ thị của các chuỗi ban đầu như trong Hình 1. VNINDEX USD_VND 1,200 24,000 1,100 1,000 23,000 900 22,000 800 700 21,000 600 500 20,000 400 300 19,000 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 GOLD CPI 1,900 4 1,800 1,700 3 1,600 2 1,500 1,400 1 1,300 1,200 0 1,100 1,000 -1 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 Hình 1. Đồ thị của các chuỗi ban đầu Hình 1 gợi ý rằng các chuỗi thời gian ban đầu không dừng. Chúng ta khảo sát đồ thị các chuỗi sai phân bậc nhất của các chuỗi ban đầu như trong Hình 2.
6. HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 97 DVNINDEX DUSD_VND 150 1,600 100 1,200 50 800 0 400 -50 0 -100 -150 -400 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 DGOLD DCPI 300 1.6 1.2 200 0.8 100 0.4 0 0.0 -0.4 -100 -0.8 -200 -1.2 -300 -1.6 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 Hình 2. Đồ thị của các chuỗi sai phân bậc nhất Hình 2 gợi ý rằng các chuỗi sai phân bậc nhất của các chuỗi thời gian ban đầu là các chuỗi dừng. Để minh chứng, chúng ta sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, nhờ một kiểm định phổ biến là kiểm định Augmented Dicky-Fuller (kiểm định ADF). Các Bảng 1 và 2 dưới đây lần lượt trình bày các kiểm định ADF cho các chuỗi thời gian ban đầu, và các chuỗi sai phân bậc nhất của chúng. Null Hypothesis: VNINDEX has a unit root Null Hypothesis: USD_VND has a unit root t-Statistic Prob.* t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.161859 0.9385 statistic -0.086679 0.9471 Test critical Test critical values: 1% level -3.500669 values: 1% level -3.498439 5% level -2.892200 5% level -2.891234 10% 10% level -2.583192 level -2.582678 Null Hypothesis: GOLD has a unit root t-Statistic Prob.* t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.958542 0.0001 statistic -1.936850 0.3143 Test critical Test critical values: 1% level -3.499167 values: 1% level -3.498439 5% level -2.891550 5% level -2.891234 10% 10% level -2.582846 level -2.582678 Bảng 1. Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi ban đầu
7. 98 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA Null Hypothesis: D(VNINDEX) has a unit root Null Hypothesis: D(USD_VND) has a unit root t-Statistic Prob.* t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.953774 0.0000 Augmented Dickey-Fuller test Test critical statistic -6.345212 0.0000 values: 1% level -3.499167 Test critical 5% level -2.891550 values: 1% level -3.500669 10% 5% level -2.892200 level -2.582846 10% level -2.583192 Null Hypothesis: D(GOLD) has a unit root Null Hypothesis: D(CPI) has a unit root t-Statistic Prob.* t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test Augmented Dickey-Fuller test statistic -11.34245 0.0000 statistic -10.21871 0.0000 Test critical Test critical values: 1% level -3.499167 values: 1% level -3.500669 5% level -2.891550 5% level -2.892200 10% 10% level -2.582846 level -2.583192 Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi sai phân bậc nhất Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy các chuỗi gian ban đầu gồm VNINDEX, USD_VND, GOLD không dừng, nhưng sau khi lấy sai phân bậc nhất, chúng ta thu được các chuỗi thời gian dừng. Còn chuỗi CPI ban đầu đã dừng, tuy nhiên để thuận tiện khi phân tích mô hình, tác giả vẫn sử dụng biến sai phân bậc nhất của CPI, tất nhiên vẫn là chuỗi dừng. Các kết quả này phù hợp với những dự đoán ban đầu từ các Hình 1 và 2. Tiếp theo, chúng ta thực hiện thống kê mô tả cho thấy các biến đều có độ lệch chuẩn cao, thể hiện sự biến động mạnh của các biến này. Giá trị thống kê Jarque-Bera ở mức cao cho thấy rằng các chuỗi đều không có phân phối chuẩn. DVNINDEX DUSD_VND DGOLD DCPI Mean 4.797551 37.82143 -0.176531 -0.019898 Median 10.54500 4.000000 -4.600000 0.030000 Maximum 126.1200 1380.000 200.2000 1.570000 Minimum -124.2000 -250.0000 -208.1000 -1.510000 Std. Dev. 36.05282 180.5782 65.61184 0.528108 Skewness -0.287391 4.667759 0.082687 -0.276731 Kurtosis 5.739297 33.72517 4.237565 4.222677 Jarque-Bera 31.98933 4210.684 6.365570 7.355149 Probability 0.000000 0.000000 0.041470 0.025284 Sum 470.1600 3706.500 -17.30000 -1.950000 Sum Sq. Dev. 126081.2 3163024. 417576.6 27.05310 Observations 98 98 98 98 Bảng 3. Thống kê mô tả các sai phân của từng biến
8. 20 môhìnhcókếtquảtốthơncả,trongđónhấtnóitrên. cho chuẩn tiêu họa minh chỉ đây hình sau mô 3 là Hình Hannan-Quin ARDL(3,0,0,0). chuẩn tiêu bài báo này, tác giả thử các trễ đến tối đa bậc 10 và lựa chọn được mô hình được khuyến nghị theo lượng, chúng ta lựa chọn mô hình nào có giá trị tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quin nhỏ nhất. Trong ước lượng mô là hình ưu ARDL tối nhiều lần trễ với các độ trễ giảm dần chọn đến 0. lựa Trong để số các thống mô hình truyền ARDLCách được ARDL. ước hình mô lượng ước khi trước trọng HỘI THẢOQUỐCTẾ:PHÁTTRIỂN KINHTẾ VÀKINHDOANHBỀNVỮNGTRONGĐIỀUKIỆN TOÀNCẦUHÓA Bước tiếp theo, cần xác định độ trễ tối ưu cho mô hình ARDL. Đây là một công đoạn quan đoạn công một là Đây hình ARDL. mô cho ưu tối trễ độ định xác cần theo, tiếp Bước Kết quảướclượngmôhình ARDL đượctrìnhbàytrongBảng4sauđây. Hình 3.MinhhọatiêuchuẩnHann-Quincho20môhìnhtốtnhất Sum squared resid 106661.5 Schwarz criterion 10.19696 10.19696 10.00878 36.16089 criterion Schwarz 106661.5 Prob(F-statistic) criterion info Akaike 34.81470 F-statistic var dependent S.D. 0.073070 likelihood Log 0.0309 resid Sumsquared regression of S.E. -2.193032 0.0249 R-squared Adjusted 0.0688 R-squared 0.031453 0.2511 -2.282813 -0.068977 1.842447 C 1.155312 0.102963 0.103218 DCPI -0.235045 0.101092 DGOLD 0.190174 DUSD_VND 0.116793 DVNINDEX(-3) DVNINDEX(-2) DVNINDEX(-1) Variable N N Fixed regressors: C Dynamic regressors (10 lags, automatic): DUSD_VND DGOLD DCPI Model selection method: Hannan-Quinn criterion (HQ) Maximum dependent lags: 10 (Automatic selection) after 95 adjustments Included observations: 2019M03 2011M05 Sample(adjusted): ARDL Method: DVNINDEX Variable: Dependent Selected Model: ARDL(3, 0, 0, 0) ote: final equation sample is larger than selection sample selection than larger sampleis equation final ote: umber of models evalulated: 13310 Bảng 4.Kết quảướclượngmôhình ARDL(3,0,0,0) 10.06 10.07 10.08 10.09 10.10 10.11 10.12 10.13 10.14 ARDL(3, 0, 0, 0) ARDL(4, 0, 0, 0) 2.707796 7.201455 0.376007 0.7078 0.7078 0.376007 7.201455 2.707796 Prob.* t-Statistic Error Std. Coefficient 6.787416 3.759462 1.805422 0.0744 0.0744 1.805422 3.759462 6.787416 0.052720 0.056979 0.925255 0.3574 0.3574 0.925255 0.056979 0.052720 ARDL(1, 0, 0, 0) -468.4173 Hannan-Quinn criter. 10.08482 10.08482 criter. Hannan-Quinn -468.4173 ARDL(3, 0, 0, 1) 2.234999 Durbin-Watson stat 1.970579 1.970579 stat Durbin-Watson 2.234999 .4050.047015 0.132235 Mean dependent var 5.270316 5.270316 var dependent Mean 0.132235 ARDL(3, 0, 1, 0) H a n ARDL(3, 1, 0, 0) n a n ARDL(5, 0, 0, 0) -Q u ARDL(2, 0, 0, 0) i n n ARDL(4, 0, 0, 1) C ri t ARDL(4, 1, 0, 0) e ri a ARDL(4, 0, 1, 0) (t o ARDL(1, 0, 0, 1) p 2 ARDL(3, 0, 2, 0) 0 m ARDL(1, 1, 0, 0) o d e ARDL(1, 0, 1, 0) l s ) ARDL(3, 0, 1, 1) ARDL(3, 2, 0, 0) ARDL(3, 0, 0, 2) ARDL(3, 1, 0, 1) ARDL(3, 1, 1, 0) 99
9. 100 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA Tuy mô hình ARDL (3,0,0,0) là mô hình tốt nhất trong số các mô hình theo tiêu chuẩn Hannan-Quin, nhưng có thể nhận thấy, sau khi ước lượng, có một hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%, đó là DVNI(-1), DGOLD, DCPI. Chúng ta có thể ước lượng lại mô hình, sau khi bỏ các biến này khỏi mô hình, như trong Bảng 5. Dependent Variable: DVNINDEX Method: Least Squares Sample (adjusted): 2011M05 2019M03 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DVNINDEX(-2) 0.190149 0.100534 1.891399 0.0618 DVNINDEX(-3) -0.224593 0.100711 -2.230075 0.0282 DUSD_VND -0.070559 0.031318 -2.252991 0.0267 C 7.174654 3.714846 1.931346 0.0566 R-squared 0.108818 Mean dependent var 5.270316 Adjusted R-squared 0.079439 S.D. dependent var 36.16089 S.E. of regression 34.69489 Akaike info criterion 9.972255 Sum squared resid 109539.9 Schwarz criterion 10.07979 Log likelihood -469.6821 Hannan-Quinn criter. 10.01571 F-statistic 3.703865 Durbin-Watson stat 1.745964 Prob(F-statistic) 0.014488 Bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình DVNI sau khi bỏ một số biến Sau khi xác định được các nhân tố tác động đến biến động của chỉ số thị trường chứng khoán như khuyến nghị của mô hình. Trước khi phân tích kết quả, bước tiếp theo, chúng ta cần kiểm định mô hình ARDL(3,0,0,0) ở trên. Trước tiên, cần kiểm định phần dư của mô hình không mắc khuyết tật tự tương quan, nhờ kiểm định nhân tử Lagrange (Lagrang Multiplier, viết tắt là LM) như trong Bảng 6. Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Test: F-statistic 0.244492 Prob. F(1,87) 0.6222 F-statistic 0.809318 Prob. F(2,86) 0.4485 Obs*R- Prob. Chi- Obs*R- Prob. Chi- squared 0.266226 Square(1) 0.6059 squared 1.754998Square(2) 0.4158 Bảng 6. Kiểm định LM về hiện tượng tự tương quan của phần dư của mô hình ARDL Như vậy, mô hình ARDL(3,0,0,0) có phần dư không mắc khuyết tật tự tương quan bậc 1 hay bậc 2. Kết quả kiểm định dạng hàm Ramsey RESET như trong Bảng 7 thể hiệndạng hàm là phù hợp.
10. HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 101 Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: DVNINDEX DVNINDEX(-1) DVNINDEX(-2) DVNINDEX(- 3) DUSD_VND DGOLD DCPI C Omitted Variables: Squares of fitted values Value df Probability t-statistic 0.879002 87 0.3818 F-statistic 0.772645 (1, 87) 0.3818 Bảng 7. Kết quả kiểm định dạng hàm Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình được thực hiện nhờ tổng tích lũy của phần dư (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals). Kết quả trong Hình 4 cho thấy tổng tích lũy của phần dư nằm trong dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết luận phần dư của mô hình có tính ổn định và vì thế mô hình là ổn định. 30 20 10 0 -10 -20 -30 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 CUSUM 5% Significance Hình 4. Minh họa tổng tích lũy của phần dư và khoảng tin cậy 5% Như vậy, mô hình ARDL(3,0,0,0) là phù hợp để mô tả tác động của một số chỉ số kinh tế vĩ mô đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả cho thấy, trong ngắn hạn, chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong quá khứ của chính nó trong 3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số liệu này, không tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường chứng khoán. Tiếp theo, để xem trong dài hạn có tồn tại mối quan hệ cân bằng một số chỉ số kinh tế vĩ mô đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam hay không, chúng ta thực hiện kiểm định đồng tích hợp. Kết quả khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp được trình bày trong Bảng 8.
11. 102 HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA ARDL Bounds Test Sample: 2011M05 2019M03 Included observations: 95 Null Hypothesis: No long-run relationships exist Test Statistic Value k F-statistic 8.207305 3 Critical Value Bounds Significance I0 Bound I1 Bound 10% 2.72 3.77 5% 3.23 4.35 2.5% 3.69 4.89 1% 4.29 5.61 Bảng 8. Kết quả kiểm định mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến Trong kiểm định Bound, giá thị thống kê đều lớn hơn các giá trị tới hạn ở các mức khác nhau thể hiện rằng tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến, hay quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Phương trình thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến đó là: Cointeq = DVNINDEX - (-0.0743*DUSD_VND + 0.0568*DGOLD + 2.9176*DCPI + 7.3134 ) Nghĩa là, trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán, sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng lại có quan hệ cùng chiều với biến động của chỉ số thị trường chứng khoán. 5. KẾT LUẬN Nghiên cứu này đã cung cấp những bằng chứng thực nghiệm về các nhân tố ảnh hưởng đến lợi suất của chỉ số thị trường chứng khoán. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, trong ngắn hạn, chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong quá khứ của chính nó trong 3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số liệu này, không tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường chứng khoán. Còn trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán, sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng thì có quan hệ cùng chiều với biến động của chỉ số thị trường chứng khoán. Trong thực tế, tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu có thể còn bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố khác. Đây là hạn chế của nghiên cứu này và cũng là khía cạnh nghiên cứu khá hấp dẫn mà các nghiên cứu tiếp theo nên tập trung vào.
12. HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 103 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Al- Qenae, Rashid, Carmen Li và Bob Wearing (2002), “The information content of earnings on stock price: The Kuwait Stock Exchange”, Multinational Finance Journal, 6(3), trang 197-221. 2. Al-Tamimi, Hussein (2007), “Factors affecting stock price in the UAE financial markets”, The Business Review, 5(2), trang 225-223. 3. Aurangzeb (2012), “Factors affecting performance of stock market: Evidence from South Asian countries”, International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 2(9), trang 1-15. 4. Eita, Joel Hinaunye (2012), “Modelling macroeconomic determinants of stock market prices: Evidence from Namibia”, The Journal of Applied Business Research, 28(5), trang 871-884. 5. Fama, Eugene F. (1970), “Efficient capital markets: A review of theory and empirical work”, Journal of Finance, 25, trang 383-417. 6. Hussainey, Khaled và Le Khanh Ngoc (2009), “The impact of macroeconomic indicators on Vietnamese stock prices”, Journal of Risk Finance, 10(4), trang 321-332. 7. Liu, Ming-Hua và Keshab Shrestha (2008), “Analysis of the long-term relationship between macroeconomic variables and the Chinese stock market using heteroscedastic cointegration”, Managerial Finance, 34, trang 744-755. 8. Mehr-un-Nisa và Mohammad Nishat (2012), “The determinants of stock prices in Pakistan”, Asian Economic and Financial Review, 1(4), trang 276-291. 9. Pesaran, M. H. ; Shin, Y. and Smith, R. J. (1996), “Testing for the Existence of a Long-run Relationship”, Working paper. 10. Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013), “Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Phát triển và hội nhập, 8, trang 34-41. 11. Trương Đông Lộc (2014), “Các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá cổ phiếu niêm yết trên sàn thành phố Hồ Chí Minh”, Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ, số 33, trang 72-78. 12. Tsoukalas, Domitrios (2003), “Macroeconomic factors and stock prices in the emerging Cypriot equity market”, Managerial finance, 29, trang 87-92. 13. Uddin, Reaz, Zahidur Rahman và Rajib Hossain (2013), “Determinants of stock prices in financial sector companies in Bangladesh: A study on Dhaka Stock Exchange (DSE)”, Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 5(3), trang 471-480.