Tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số chứng khoán một số nước thị trường mới nổi

ấu. Các nghiên cứu của Chen, Roll và Ross (1986), Bodie (1976), Fama (1981), Geske and Roll (1983), Pearce và Roley (1983), Pearce (1985) đã phản ánh sự tác dộng của các biến kinh tế vĩ mô đến lợi nhuận chứng khoán. Đối với thị trường chứng khoán Nhật Bản, thực nghiệm điều tra của Jaffe và Westerfield (1985) và Kato, Ziemba và Schwartz (1990) cũng tìm thấy một số bằng chứng về khả năng dự đoán hành vi chỉ số tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Mookerjee và Yu (1997) nghiên cứu cơ cấu giá thị trường chứng khoán Singapore điều tra xem liệu có mối quan hệ nhân quả lâu dài giữa các biến số kinh tế vĩ mô và giá cả thị trường chứng khoán. Họ nhận ra rằng ba trong số bốn biến kinh tế vĩ mô cùng đồng liên kết với giá cả thị trường chứng khoán. Habibullah (2000) ác định các mối quan hệ dẫn dắt và độ trễ giữa thị trường chứng khoán alaysia và năm biến kinh tế vĩ mô then chốt. Nghiên cứu của Naka (2001) về mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số Bombay Stock Exchange. Kết quả cho thấy lạm phát trong nước có khả năng cản trở nghiêm trọng nhất đến thị trường chứng khoán Ấn Độ ngược lại tốc độ tăng trưởng sản lượng nội địa là động lực chủ yếu của nó. 15 Nasseh (2000) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá thị trường chứng khoán (đại diện bởi chỉ số chứng khoán) và các hoạt động kinh tế nội địa và quốc tế ở sáu nước: Pháp, Đức, Ý, Hà Lan, Thụy Sĩ and Anh, mặc dù giá chứng khoán được giải thích bởi các biến kinh tế cơ bản trong ngắn và trung hạn nhưng sự biến động cơ bản vốn có trong giá cổ phiếu có liên quan với các biến động kinh tế vĩ mô trong dài hạn. Bhattacharya (2002) điều tra bản chất của mối quan hệ nhân quả giữa giá cổ phiếu và tổng hợp kinh tế vĩ mô trong nước ngoài khu vực ở Ấn Độ bằng cách áp dụng các kỹ thuật: kiểm tra đơn vị gốc (unit root test), đồng liên kết (cointegrate) và kiểm tra quan hệ nhân quả Granger dài hạn gần đây đề xuất bởi Toda và Yamamoto (1995) tìm thấy rằng không có mối liên hệ nhân quả giữa giá cổ phiếu và các biến. Okuyan (2008) điều tra mối quan hệ giữa các biến số kinh tế vĩ mô và giá cổ phiếu thực ở Thổ Nhĩ Kỳ theo “giả thuyết đại diện” được phát triển bởi Fama (1981). Mối quan hệ dài hạn giữa biến được kiểm tra bằng cách tiếp cận Bound phát triển bởi Paseran (2001). Các nghiên cứu được thực hiện bởi Chen, Roll và Ross (1986), Chan, Chen và Hsieh (1985) đề nghị rằng sự thay đổi sản xuất tổng hợp, tỷ lệ lạm phát, lãi suất ngắn hạn, độ dốc trong cấu trúc thời hạn (đo lường bằng sự khác biệt trong lợi nhuận dài hạn và ngắn hạn của trái phiếu chính phủ) và phí rủi ro (đo lường bằng lợi nhuận trái phiếu cấp thấp và trái phiếu cấp cao) là những nhân tố có ảnh hưởng đến việc dư đoán lợi nhuận chứng khoán. Harvey (1995) tập trung vào các thị trường mới nổi bằng cách nhìn vào lợi nhuận của hơn 800 cổ phiếu của 20 thị trường mới nổi. Ông thấy rằng mức độ dự đoán trong thị trường mới nổi lớn hơn ở các thị trường phát triển. Ngoài ra, thông tin nội địa đóng một vai trò quan trọng hơn nhiều trong việc dự đoán lợi nhuận ở các nước thị trường mới nổi hơn so với các nước thị trường phát triển. Đặc điểm này giúp giải thích sự khác biệt trong khả năng dự đoán giữa hai loại thị trường. Lý thuyết đại diện được xây dựng bởi Fama và Schwert (1977) cho rằng sự gia tăng các hoạt động kinh tế thực sự gây ra một sự gia tăng lạm phát và cũng là một giảm trong giá 16 cổ phiếu do mối tương quan âm giữa lạm phát và giá cổ phiếu. Tuy nhiên, lý thuyết được phát triển bởi Fama (1981) lại cho rằng có mối tương quan dương giữa giá cổ phiếu và hoạt động kinh tế thực sự. alkiel (19 9) đã nói rằng sự biến động của lạm phát làm tăng nguy cơ của việc sở hữu một cổ phiếu và do đó ông dẫn đến một mối tương quan âm giữa lạm phát và giá cổ phiếu. Cukierman (1983) ngụ ý rằng có một mối quan hệ dương giữa lạm phát dự kiến, biến động lạm phát, lạm phát bất ngờ và lạm phát thực. Bên cạnh đó, nghiên cứu của Linter (19 5), Bodies (19 6) cũng có kết quả tương tự đó là sự tương quan âm giữa lợi nhuận thực của vốn chủ sở hữu và tỷ lệ lạm phát thực. Với một số giả định, Fama và Schwert (1977) phân tích lạm phát thành lạm phát kỳ vọng và không kỳ vọng kết quả cho thấy rằng cả hai phần đều tương quan âm đến lợi nhuận chứng khoán. Nghiên cứu khác tập trung vào mối tương quan âm giữa lạm phát và giá cổ phiếu thực, phản ánh trong tỷ lệ chi trả cổ tức và tỷ số giá/thu nhập. Modigliani và Cohn (1979), Summers (1983) cho rằng giá cổ phiếu có thể bị bóp méo bởi lượng tiền ảo tức là cổ phiếu được định giá như khi các nhà đầu tư nhầm lẫn sử dụng lãi suất danh nghĩa để giảm giá thu nhập thực tế. Park (1997) tiếp cận với các sản phẩm trong một khía cạnh khác nhau trong nghiên cứu của mình liên quan đến Hoa Kỳ. Ông đã đề cập về một mối tương quan âm giữa chỉ số lạm phát và giá cổ phiếu trong tương lai. Theo Park (199 ), tỷ lệ có việc làm là biến quan trọng nhất có thể dự báo lạm phát trong tương lai. Ông nói thêm rằng biến này tương quan âm với giá cổ phiếu. Ngoài ra, nghiên cứu của Chatrath (199 ) cũng cho thấy mối tương quan âm giữa lợi nhuận thị trường chứng khoán và lạm phát ở các nước phát triển ở châu Âu và Bắc ĩ. Nghiên cứu cũng có kết quả tương tự ở Ấn Độ. John Y. Campbell và Tuomo Vuolteenaho (2004) tìm thấy rằng lạm phát cao là tương quan dương với kỳ vọng tỷ suất cổ tức thực dự kiến sẽ tăng trưởng dài hạn. Họ thấy rằng lạm phát là gần như không tương quan với phí bảo hiểm rủi ro chủ quan. 17 Abdalla và Murinde (1996) điều tra sự tác động của tỷ giá hối đoái đến ở các nước tài chính mới nổi: Ấn Độ, Hàn Quốc, Pakistan và Philippines kết quả cho thấy có quan hệ một chiều nhân quả từ tỷ giá hối đoái với giá cổ phiếu trong tất cả các mẫu nước trừ Philippines. Dornbusch (1980) giải thích cho mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu thông qua tiếp cận danh mục đầu tư cân bằng nhấn mạnh vai trò của các giao dịch tài khoản vốn. Ông thấy rằng tăng (giảm) giá cổ phiếu sẽ dẫn đến một sự tăng lên (sụt xuống) trong tỷ giá hối đoái. Bài nghiên cứu của Ong và Izan cho thấy là có một mối liên hệ yếu giữa tỷ giá và giá chứng khoán Úc cũng như ở các nước G7. Bahmani-Oskooee và Sohrabian báo cáo là không có mối liên hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và tỷ giá ở Mỹ, tuy nhiên, họ phát hiện có một mối quan hệ ngắn hạn giữa hai biến số này thông qua kiểm định nhân quả Granger. Horobet Livia (2007) khám phá sự tương tác giữa tỷ giá hối đoái và giá của thị trường chứng khoán áp dụng cho Romania. Nghiên cứu sử dụng thử nghiệm hai chiều cùng đồng liên kết, sử dụng cả hai tiêu chuẩn Engle-Granger và Johansen-Juselius và kiểm tra mối quan hệ nhân quả Granger thay đổi cho thấy sự không cùng đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu. Nghiên cứu của Friedman và Schwartz (1963) đã đưa ra lời giải thích đầu tiên về mối quan hệ giữa cung tiền và thu nhập chứng khoán, theo đó một gia tăng trong cung tiền sẽ làm gia tăng thanh khoản và tín dụng cho người mua cổ phiếu dẫn đến giá cảc chứng khoán cao hơn. Hamburger, Kochin (19 2) và Kraft (19 ) đã cho thấy mối liên kết mạnh mẽ giữa hai biến số. Tuy nhiên cũng có một số nghiên cứu như của Cooper (1974), Nozar & Taylor (1988) lại không cho thấy bất kỳ mối quan hệ nào giữa hai biến. 18 Mjkherjee và Naka (1995) ảnh hưởng của cung tiền lên giá chứng khoán ở các thị trường khác nhau sẽ cho ra những kết quả khác nhau, có mối quan hệ cùng chiều, ngược chiều hay thậm chí không có mối liên hệ ràng buộc nào giữa TTCK và cung tiền. aysami và Koh (2000) đã chứng minh rằng có mối quan hệ cùng chiều khi chính phủ thắt chặt tiền tệ và tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở TTCK Singapore do nhà đầu tư tin tưởng các chính sách hiện tại của chính phủ sẽ đem lại hiệu quả tốt cho nền kinh tế. Sellin (2001) lập luận rằng cung tiền sẽ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu chỉ khi sự thay đổi trong cung tiền kỳ vọng làm thay đổi về chính sách tiền tệ trong tương lai. Ông lập luận rằng một cú sốc cung tiền tích cực sẽ dẫn dắt mọi người dự đoán chính sách thắt chặt tiền tệ trong trong tương lai. Ben Bernanke và Kenneth Kuttner (2005) cho rằng giá của một cổ phiếu là một chức năng của nó về giá trị tiền tệ và rủi ro về nhận thức trong việc tổ chức cổ phiếu. Một cổ phiếu hấp dẫn nếu tiền tệ giá trị nó mang cao. Shostak (2006) kết luận rằng giá cổ phiếu gây ra những thay đổi trong cung tiền. Trong bài nghiên cứu của mình, ông đã chỉ ra rằng mối quan hệ nhân quả không có thể được thiết lập bằng các phương tiện thống kê mà không có một định nghĩa chặt chẽ về tiền bạc và làm thế nào nó có liên quan đến giá của các tài sản tài chính. Trái ngược với nhiều chuyên gia, những người bác bỏ tầm quan trọng của tiền trong việc đẩy giá cổ phiếu. askay (2008) phân tích tác động của thay đổi lượng cung tiền trên giá cổ phiếu. Ông chứng minh rằng cú sốc cung tiền tích cực làm tăng giá cổ phiếu và ngược lại. Ngoài ra, giả thuyết thị trường hiệu quả những thay đổi dự kiến trong việc tiền cung quan trọng hơn là thay đổi bất ngờ trong việc cung tiền trong việc ác định giá cổ phiếu. Shiller và Beltratti (1992) ngoài việc ác định các nhân tố phổ biến trong các cổ phiếu và trái phiếu. Họ kiểm tra cho dù giá cổ phiếu quá nhạy cảm với khoản sinh lời trái phiếu, phù hợp với một phí bảo hiểm rủi ro không đổi giữa cổ phiếu và trái phiếu ngắn hạn. Thử 19 nghiệm của họ là dựa trên so sánh tương quan thực tế, giữa giá cổ phiếu và khoản sinh lời trái phiếu ngắn hạn. Họ nhận ra rằng giá cổ phiếu nhạy cảm hơn với lãi suất thực. Gupta, Chevalier và Sayekt (2000) nghiên cứu mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trong các cổ phiếu ngoại tệ Jakarta. Các nhà nghiên cứu tìm thấy trong hầu hết các ví dụ đã có không có quan hệ nhân quả mạnh mẽ mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và lãi suất. Safail Sharma (200 ) đã sử dụng lãi suất, tỷ giá, dự trữ ngoại hối, chỉ số sản xuất công nghiệp, tăng trưởng tiền tệ và lạm phát như là các biến độc lập với AR và A để vô hiệu hóa những ảnh hưởng động trong các biến. Kết quả cho thấy độ trễ giá trị được đánh giá cao trong sự liên kết với cổ phiếu hiện tại, dự trữ ngoại hối, chỉ số sản xuất công nghiệp và tăng trưởng tiền tệ liên quan đáng kể. Nghiên cứu dùng dữ liệu từ 1986 để 2004. Nghiên cứu của Beenstock và Chan (1998), Souer (1994), Altay (2003), Tursoy el al (2008), Kandir (2008) đã cho thấy chỉ số chứng khoán bị tác động bởi giá trị xuất – nhập khẩu. Trong bài nghiên cứu “Effect of macroeconomic variables on stock market returns for four emerging economies: Brazil, Russia, India and China”, tác giả Robert D.Gay đã tiến hành kiểm định ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô như TGHĐ và giá dầu lên TTCK bằng cách sử dụng phương pháp Bo -Jenkins - mô hình ARI A. Để mô tả mối quan hệ này, tác giả đã dùng trung bình di động 1 tháng MA(1), 3 tháng MA(3), 6 tháng MA(6) và 12 tháng A(12) cho độ trễ của biến phụ thuộc giá CK và 2 biến tỷ giá và giá dầu. Dữ liệu được thu thập theo tháng từ tháng 03/1999 đến tháng 06/2006. Kết quả phân tích: tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ giá với giá CK trên 3 thị trường Brazil, Nga và Trung Quốc, điều này có nghĩa là việc định giá đồng nội tệ cao (thấp) so với USD sẽ tác động tiêu cực (tích cực) lên TTCK nội địa. Về giá dầu thì một sự gia tăng trong giá dầu sẽ tác động tiêu cực lên thị trường CK. Phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô quốc tế như tỷ giá và giá dầu lên TTCK của Brazil, Nga, Ấn Độ và Trung Quốc thì không cho thấy một mối liên hệ rõ ràng nào. 20 Bài nghiên cứu “Economic Forces and the Thai Stock arket” (1993 – 2007) của tác giả Komain Jiranyakul đã giải thích mối quan hệ giữa chỉ số giá CK với các biến 13 kinh tế vĩ mô tại Thái Lan. Dữ liệu được thu thập theo từng quý từ quý 1 năm 1993 đến quý 4 năm 200 . Kết quả kiểm định cho thấy, các biến có sự liên kết với nhau, và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá CK và 4 biến kinh tế vĩ mô: GDP thực, cung tiền, TGHĐ danh nghĩa có hiệu lực và lạm phát. Điều đặc biệt là khủng hoảng tài chính 1997 lại không có ảnh hưởng gì đến giá CK. Kết quả của kiểm nghiệm (theo mô hình error correction) đã cho thấy mối quan hệ qua lại giữa TSSL của thị trường CK với tỷ lệ tăng trưởng trong ngắn và dài hạn. GDP thực, TGHĐ danh nghĩa và cung tiền có tác động cùng chiều lên giá CK, trong khi lạm phát lại có tác động ngược chiều lên giá CK. ongbangpo và Sharma đã phát hiện mối quan hệ giữa TSSL thị trường với 5 biến vĩ mô ở 5 quốc gia ASEAN là Indonesia, Malaysia, Philippies, Singapore và Thái Lan. Bằng cách quan sát mối quan hệ trong cả ngắn và dài hạn của từng chỉ số CK và các biến như GNP, CPI, cung tiền, lãi suất và tỷ giá, kết quả là trong dài hạn cả 5 chỉ số đều có mối quan hệ rõ n t đối với tăng trưởng đầu ra và tương quan mờ nhạt với mức giá hiện tại. Trong dài hạn, mối quan hệ giữa tỷ suất thị trường với lãi suất lại không thể hiện rõ ở thị trường Philippines, Singapore và Thái Lan; rõ nét ở thị trường Indonesia và Malaysia. Từ các nghiên cứu trên chúng ta có thể thấy được các biến kinh tế vĩ mô thật sự có tác động đến giá chứng khoán (chỉ số chứng khoán) dù các nghiên cứu ở các mẫu khác nhau có phần mâu thuẩn. Kiến thức về hành vi của giá cổ phiếu là rất quan trọng cho nhà đầu tư, chính vì thế chúng ta cần phải quan tâm đến những yếu tố tác động đến nó. Liệu các biến này có tác động với chiều hướng tương tự như vậy đến chỉ số chứng khoán ở Việt Nam cũng như các nước mới nổi hiện nay? Mức độ tác động như thế nào? Những biến vĩ mô nào thật sự có ý nghĩa thống kê? Table 1: Tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm Biến độc lập Các nghiên cứu thực nghiệm 21 Lạm phát John Y. Campbell và Tuomo Vuolteenaho (2004), Geske and Roll (1983), Pearce và Roley (1983), Pearce (1985), Naka (2001), Fama và Schwert (1977), Malkiel (1979), Linter (1975), Bodies (1976), Park (1997), Chatrath (1997),… Tỷ giá Abdalla và Murinde (1996), Dornbusch (1980), Giovannini và Jordan, Tabak (2006) Horobet Livia (2007), Bahmani-Oskooee và Sohrabian, Nieh và Lee (2001),… Dự trữ ngoại hối Safail Sharma (2007),… Lãi suất Chen, Roll và Ross (1986), Chan, Chen và Hsieh (1985) Gupta, Chevalier và Sayekt (2000) Cung tiền Friedman và Schwartz (1963), Fama, 1981, Maskay (2008), Mjkherjee và Naka (1995), Maysami và Koh (2000), Mjkherjee và Naka (1995), Homa và Jafee (1971), Cooper (1974), Nozar & Taylor (1988), jkherjee và Naka (1995),… Giá trị xuất khẩu – nhập khẩu Beenstock và Chan (1998), Souer (1994), Altay (2003), Tursoy el al (2008), Kandir (2008),… 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Chọn biến Chỉ số chứng khoán: Biến này đóng vai trò là biến phụ thuộc trong phân tích hồi quy của bài nghiên cứu chúng tôi. Dựa vào nó chúng ta có thể nắm bắt được hiệu quả hoạt động của thị trường chứng khoán cũng như u hướng chính của thị trường này, để đáp ứng nhu cầu đầu tư, phân tích, tư vấn,… Lạm phát: Tỷ lệ lạm phát cao làm tăng chi phí mức sống và tăng sự dịch chuyển các nguồn lực từ đầu tư đến tiêu dùng điều này dẫn đến sự sụt giảm trong nhu cầu của các 22 công cụ thị trường và sau đó dẫn đến việc giảm khối lượng cổ phiếu giao dịch tác động đến biến phụ thuộc. Ngoài ra các tiền tệ chính sách phản ứng với sự gia tăng tỷ lệ lạm phát với các chính sách kinh tế thắt chặt lần lượt tăng lãi suất phi rủi ro danh nghĩa và do đó làm tăng tỷ lệ chiết khấu. Tỷ giá hối đoái: Hoạt động của doanh nghiệp thường chịu ba rủi ro liên quan đến tỷ giá đó là: độ nhạy cảm kinh tế, độ nhạy cảm chuyển đổi và độ nhạy cảm giao dịch. Do đó vấn đề đặt ra là cần tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá và chỉ số chứng khoán để thấy được cũng như có cách phòng ngừa rủi ro cho danh mục đầu tư. Lãi suất: Khi đường cong lãi suất tăng dốc, nó tạo một áp lực giảm giá chứng khoán bởi vì lãi và ngược lại. Việc gia tăng lãi suất chiết khấu: các ngân hàng sẽ tăng lãi suất cho vay đối với khách hàng, tác động đến những khoản vay để đầu tư vào thị trường chứng khoán, ảnh hưởng đến chỉ số chứng khoán. Dự trữ ngoại hối: biến này tương quan đến cán cân thanh toán, tỷ giá và do đó tác động đến chỉ số chứng khoán của quốc gia. Biến này phần nào thể hiện sức khỏe của nền kinh tế. Cung tiền: Nếu cung tiền mở rộng sẽ dẫn đến sự gia tăng trong tiêu dùng hàng hóa cũng như làm gia tăng việc sử dụng các tài sản tài chính trong đó có chứng khoán. Khi cung tiền tăng, thanh khoản vượt trội sẽ ảnh hưởng đến TTCK. Giá trị xuất khẩu, giá trị nhập khẩu: tác động này mang yếu tố gián tiếp thông qua tác động của tỷ giá. Với tác động của chính phủ, chẳng hạn phá giá hay nâng giá đồng nội tệ đều có ảnh hưởng đến cán cân thương mại và tài khoản vãng lai. Nếu tài khoản vãng lai thường trong trạng thái thâm hụt, và thâm hụt cán cân thương mại có u hướng giảm đi, điều này ngầm định rằng đang có sự tăng nóng trong uất khẩu ròng, giá cả chứng khoán có thể sụt giả nếu các nhà đầu tư cảm nhận rằng có khả năng ảy ra lạm phát cao do chính phủ muốn tăng sản lượng đầu ra của nền kinh tế. Kết quả sẽ là sự đi uống trong giá cả chứng khoán khi các nhà đầu tư tháo chạy khỏi thị trường trước khi NHNN có các chính sách thắt chặt tín dụng trong tương lai. Khi đất nước có u hướng thặng dư thương 23 mại (hiệu giữa giá trị xuất khẩu và giá trị nhập khẩu dương) thường cho thấy tín hiệu tốt của nền kinh tế, u hướng giá cả cổ phiếu sẽ tăng vì các nhà đầu tư đều cảm nhận được thời kì kinh tế tốt hơn đang rất gần. Do đó, họ sẽ mua nhiều cổ phiếu hoặc giảm số lượng cổ phiếu bán đi. Tình trạng thanh khoản sẽ k m đi khi có ít người sẵn sàng trao đổi chứng khoán mà chuyển sang nắm giữ để đầu cơ do đó để có được chứng khoán, người mua phải chấp nhận trả cái giá cao hơn. 3.2 Mẫu Chúng tôi lấy mẫu từ mười quốc gia thị trường mới nổi: Việt Nam, Hồng Kông, Singapo, Hàn Quốc, Ấn Độ, Malaysia, Indonesia, Nam Phi, Peru và Braxin. Chúng tôi sử dụng dữ liệu theo tháng tất cả các biến từ 2/2005 đến 6/2012 và dùng Eview để chạy mô hình hồi quy đa biến. Phương pháp nghiên cứu định tính: thống kê, mô tả, phân tích cũng như đưa ra các lý thuyết liên quan để làm rõ sự tác động của các biến kinh tê vĩ mô đến chỉ số chứng khoán một số nước thị trường mới nổi. Phương pháp nghiên cứu định lượng: Sử dụng mô hình hồi quy đa biến có dạng như sau: Yi = β0 + β1CPIi + β2FXi + β3FXRi + β4Ri + β5MSi + β6EXi+β7IMi+ εi (9) • “βi” là các hệ số hồi quy. • “εi”” là sai số. Table 2: Mô tả các biến Biến Mô tả Nguồn Y Tốc độ tăng trưởng chỉ số chứng khoán của quốc gia. Cophieu68.com Finance.yahoo.com CPI Tốc độ tăng trưởng của chỉ số giá tiêu dùng. IFS (IMF) FX Tốc độ tăng trưởng của tỷ giá hối đoái (nội tệ so với USD). IFS (IMF) 24 FXR Tốc độ tăng trưởng của dự trữ ngoại hối. IFS (IMF) R Tốc độ tăng trưởng của lãi suất cho vay. IFS (IMF) MS Tốc độ tăng trưởng của cung tiền (tiền & tương đương tiền, những quốc gia khuyết dữ liệu thay bằng M2). IFS (IMF) EX Tốc độ tăng trưởng của giá trị xuất khẩu. IFS (IMF) IM Tốc độ tăng trưởng của giá trị nhập khẩu. IFS (IMF) 4. NỘI DUNG & KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Nội dung nghiên cứu Chúng tôi đưa ra ba hướng tiếp cận: Thứ nhất, mô hình hồi quy gộp (Pooled model): Mô hình này sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) với giả định không có đơn vị ch o đặc biệt nào hoặc thời kỳ đặc biệt nào ảnh hưởng đến các hệ số trong mô hình. ô hình này là khá đơn giản, tuy nhiên giả định của nó ràng buộc quá chặt về các đơn vị chéo - khó xảy ra trong thực tế. Bên cạnh đó nó dễ mắc phải hiện tượng tự tương quan. Thứ hai, mô hình tác động cố định - FEM (Fixed effects model): Giả định của mô hình: các hệ số hồi quy của biến giải thích không chịu tác động của yếu tố thời gian hoặc đơn vị chéo; tuy nhiên hệ số trục tung chịu ảnh hưởng bởi các đơn vị chéo hoặc thời gian. Trong bài nghiên cứu này, chúng tôi sẽ lần lượt hồi mô hình tác động cố định đối với các đơn vị chéo và mô hình tác động cố định kết hợp cho cả đơn vị chéo và thời gian. Thứ ba, mô hình tác động ngẫu nhiên - REM (Random effects model): mô hình này chỉ có một giá trị hệ số trục tung duy nhất và hệ số này bằng với giá trị trung bình của tất cả các đơn vị chéo mà chúng ta quan sát, sự khác biệt của các đơn vị chéo sẽ chứa đựng trong thành phần sai số ngẫu nhiên. Với ba hướng tiếp cận này chúng tôi sẽ đưa ra bốn dạng mô hình hồi quy: 25  Mô hình hồi quy gộp: tất cả các hệ số trong mô hình không thay đổi theo thời gian và đơn vị chéo;  ô hình tác động cố định theo đơn vị chéo: hệ số trục tung biến đổi theo các đơn vị chéo;  ô hình tác động cố định tổng hợp: hệ số trục tung biến đổi theo các đơn vị chéo và thời gian;  ô hình tác động ngẫu nhiên theo đơn vị chéo: sự khác biệt của các đơn vị chéo sẽ chứa đựng trong thành phần sai số ngẫu nhiên. Trong quá trình lựa chọn mô hình, chúng ta phải xem xét kiểm định Durbin – atson để xem có hiện tượng tự tương quan hay không, theo lý thuyết giá trí Durbin – atson thuộc khoảng (1 3) thì không xảy ra hiện tượng tự tương quan. Việc lựa chọn giữa mô hình tác động cố định và tác động ngẫu nhiên, chúng ta sẽ căn cứ vào kiểm định Hausman, với giả thiết H0 là các hệ số ước lượng của hai mô hình trên không có sự khác biệt căn bản; nếu giả thiết H0 bị bác bỏ (thường thì Prob. <0.1) thì FEM sẽ phù hợp hơn RE . Tương tự, việc lựa chọn mô hình hồi quy gộp hay mô hình tác động ngẫu nhiên chúng ta căn cứ vào kiểm định Likelihook ratio; H0 bác bỏ thì FEM giải thích tốt hơn mô hình hồi quy gộp. Table 3: Thống kê mô tả. Mean Median Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque-Bera Observations Y 0.011473 0.011875 0.081307 0.282358 7.713013 835.5391 890 CPI 0.004185 0.003546 0.008142 -2.15765 77.45826 206281.8 890 FX 0.000574 -0.00026 0.030885 1.484837 11.19886 2819.829 890 FXR 0.011791 0.009146 0.033864 0.242274 7.307337 696.7193 890 R -0.00083 0 0.034738 -0.31939 28.156 23482.37 890 MS 0.011613 0.010756 0.015943 0.506361 4.94753 178.6852 890 EX 0.016191 0.012276 0.113518 0.375654 4.55359 110.4381 890 IM 0.016539 0.009319 0.110258 0.545812 4.426538 119.6551 890 26 Bảng trên cho ta thấy rằng biến Y có giá trị trung bình là 1.1473%/tháng, đây được coi là mức tăng trưởng cao của thị trường chứng khoán của các nước trên thế giới. Điều này phần nào nói lên sự tăng trưởng nhanh của TTCK ở các nước mới nổi. Giá trị thống kê Skewness dương cho thấy biến đó lệch phải và ngược lại. Độ méo càng lớn thì giá tri này càng lớn hơn 0. Skewness của Y có giá trị dương cho thấy tốc độ tăng trưởng chỉ số chứng khoán có phân phối lệch dương. Để xem xét các biến trong hình hồi quy có đa cộng tuyến hay không, chúng tôi xem xét kết quả từ ma trận tương quan dưới đây. Table 4: Ma trận tương quan Y CPI FX FXR R MS EX IM Y 1 CPI -0.03716 1 FX -0.36085 0.01045 1 FXR 0.260893 0.030806 -0.27809 1 R -0.05659 0.096421 0.04241 -0.08242 1 MS -0.00329 0.026168 0.118584 0.043191 -0.02302 1 EX 0.052435 -0.02041 -0.099 0.059613 0.029377 0.136401643 1 IM 0.007445 0.006841 -0.08853 0.107961 0.067884 -0.002337978 0.589858 1 Một sự tượng quan cao giữa hai biến giải thích ngụ ý có xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Anderson và các cộng sự (1999) cho rằng giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan được xem là cao nếu nó vượt quá 0.7, còn Brayman và Cramer (2001) lại cho rằng nếu giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan lớn hơn 0.8 thì mới xãy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Bảng trên chúng ta dễ dàng nhận thấy không có hệ số tượng quan nào giữa các biến giải thích là cao và điều đó cho thấy các biến trong mô hình không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Tương quan cao nhất là cặp EX-IM 58.9858% vẫn còn nhỏ hơn 0% hay 80% vì vậy ta không loại biến nào ra khỏi mô hình hồi quy. Việc đưa thêm biến phụ thuộc vào bảng ma trận tương quan cũng giúp cho chúng ta phần nào thấy đươc mối quan hệ giữa các biến giải thích với biến phụ thuộc như: Y và CPI 27 tương quan âm, Y và FX tương quan dương,…Tuy nhiên để thấy được mối quan hệ chính ác đáng tin cậy hơn thì ta phải chạy mô hình hồi quy.  Các lý thuyết về kỳ vọng dấu tác động của các biến kinh tê vĩ mô đến chỉ số chứng khoán: Do lạm phát tăng thường k o theo giá đầu vào của hầu hết các doanh nghiệp đều tăng. Mặc khác doanh nghiệp không thể ngay lập tức gia tăng giá bán đầu ra  giảm lợi nhuận của doanh nghiệp  kéo theo giá chứng khoán giảm. Tỷ giá tác động lên khả năng cạnh tranh của các công ty đặc biệt doanh nghiệp xuất nhập khẩu. Khi đồng nội tệ bị định giá thấp so với một đồng ngoại tệ thì giá cả xuất khẩu hàng hóa của quốc gia trở nên rẻ hơn so với hàng hóa của nước ngoài  tăng khả năng cạnh tranh của các doanh nghiệp xuất khẩu  tăng giá cổ phiếu của những công ty này và chiều ngược lại cũng giải thích tương tự. Như vậy, ảnh hưởng của những thay đổi trong tỷ giá lên TTCK tùy thuộc rất lớn vào ưu thế tương đối của các khu vực xuất và nhập khẩu trong nền kinh tế. Việc gia tăng mức cung tiền danh nghĩa dẫn đến tái cơ cấu lại danh mục đầu tư chuyển hướng sang các tài sản thực  làm tăng áp lực lên giá chứng khoán. Trong lý thuyết, có hai dòng quan điểm: thứ nhất (dẫn đầu là Fama (1981)) cho rằng tăng trưởng cung tiền danh nghĩa có tương quan cùng chiều với lạm phát, mà lạm phát lại tương quan ngược chiều với giá chứng khoán  tăng trưởng cung tiền sẽ ảnh hưởng ngược chiều lên giá chứng khoán; thứ hai (dẫn đầu là Homa và Jafee (1971)) cho rằng cung tăng dẫn đến lãi suất thực giảm  tăng giá cổ phiếu do hai nguyên nhân sau: thứ nhất nó làm giảm lãi suất chiết khấu được sử dụng để chiết khấu các dòng tiền trong tương lai khi định giá chứng khoán, thứ hai với chi phí sử dụng vốn rẻ hơn các công ty có cơ hội để gia tăng đầu tư  thu nhập tương lai cao hơn. Khi lãi suất thấp các nhà đầu tư có u hướng bán trái phiếu để tìm kiếm thu nhập cao hơn từ TTCK – mạo hiểm để có lợi nhuận cao hơn. 28 Xuất khẩu cao hơn nhập khẩu, một gia tăng trong cán cân uất nhập khẩu như vậy thường đưa ra tín hiệu tốt cho nền kinh tế. Xu hướng giá cả cổ phiếu sẽ tăng khi hầu hết các nhà đầu tư đều cảm nhận được thời kì kinh tế tốt hơn đang rất gần. Dự trữ ngoại hối tương quan dương với xuất khẩu nên chúng tôi kỳ vọng dấu như biến xuất khẩu. Table 5: Kỳ vọng dấu của từng biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc Y Biến Kỳ vọng dấu CPI Âm FX Âm hoặc dương FXR Dương R Âm MS Âm hoặc dương EX Dương IM Âm Ở đây ta sử dụng biến MS(-1), EX(-1) và IM(-1) để khắc phục hiện tượng tự tương quan (thống kê Durbin-Watson nhỏ). Cung tiền thuộc nhóm chỉ tiêu dự báo của chu kỳ kinh doanh, nó thường đạt đến đỉnh hoặc đáy trước đỉnh hoặc đáy tương ứng của tổng thể nền kình tế (trang 54, sách Đầu tư tài chính – Phan Thị Bích Nguyệt). ặc khác khi cung tiền tăng, đòi hỏi một khoảng thời gian để lượng tiền có thể lưu thông khắp trên thị trường. Do đó đến khi nó tác động đến chỉ số chứng khoán cần một khoảng thời gian nào đó. Ở đây chúng tôi sử dụng mức độ dự báo là -1. Xuất – nhập khẩu: hai biến này tác động gián tiếp đến chỉ số chứng khoán thông qua tác động lên tỷ giá. ột khi uất - nhập khẩu thay đổi tỷ giá thay đổi theo sau và sau đó tác động đến chỉ số chứng khoán. Qua quá trình này có thể thấy rằng hai biến này chạm đến 29 đỉnh hoặc đáy trước đỉnh hoặc đáy tương ứng của chỉ số chứng khoán. Ở đây chúng tôi sử dụng mức độ dự báo là -1 cho cả hai biến này. Table 6: Kết quả theo phương pháp hồi quy gộp: Dependent Variable: Y Method: Panel Least Squares Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.005520 0.002712 2.035769 0.0421** CPI -0.362138 0.363034 -0.997532 0.3188 FX -0.829650 0.144101 -5.757400 0.0000* FXR 0.410049 0.088864 4.614327 0.0000* R -0.060211 0.089114 -0.675660 0.4994 MS(-1) 0.220777 0.098558 2.240080 0.0253** EX(-1) -0.047730 0.029232 -1.632799 0.1029 IM(-1) 0.060460 0.025908 2.333617 0.0198** R-squared 0.164713 Mean dependent var 0.011127 Adjusted R-squared 0.158008 S.D. dependent var 0.081527 S.E. of regression 0.074809 Akaike info criterion -2.338709 Sum squared resid 4.880045 Schwarz criterion -2.295255 Log likelihood 1037.032 F-statistic 24.56463 Durbin-Watson stat 2.034295 Prob(F-statistic) 0.000000 (*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%) Kết quả từ hồi quy gộp cho thấy lãi suất tương quan âm với chỉ số chứng khoán, tuy nhiên biến này không có ý nghĩa thống kê. Thống kê Durbin-Waston thuộc khoảng (1;3) mô hình không có hiện tượng tự tương quan do chúng tôi khắc phục bằng cách làm trễ biến. Để ác định lại một lần nữa ba biến CPI, R và EX trong mô hình của chúng tôi có thừa hay không ta đùng kiểm định Wald. Table 7 đ nh a Wald Test: Equation: Untitled Test Statistic Value df Probability F-statistic 1.437004 (3, 872) 0.2306 Chi-square 4.311011 3 0.2298 30 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err. C(2) -0.362138 0.363034 C(5) -0.060211 0.089114 C(7) -0.047730 0.029232 Giả thiết H0: thừa biến. H1: không thừa biến. Ở đây kết quả cho ta thấy Probability lớn hơn 10% nên ta chấp nhận giả thuyết H0. Qua kiểm định Wald ta thấy hai biến CPI, R và EX thừa trong mô hình hồi quy. Table 8: Kết quả theo ô hình tác động cố đ nh theo đơn v chéo (quốc gia) Dependent Variable: Y Method: Panel Least Squares Date: 03/26/13 Time: 13:05 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.006441 0.002211 2.913102 0.0037* CPI -0.471387 0.398125 -1.184017 0.2367 FX -0.833815 0.149179 -5.589359 0.0000* FXR 0.412280 0.084353 4.887565 0.0000* R -0.060330 0.090714 -0.665061 0.5062 MS(-1) 0.179857 0.088047 2.042745 0.0414** EX(-1) -0.046902 0.029198 -1.606369 0.1086 IM(-1) 0.059002 0.025815 2.285604 0.0225** Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) R-squared 0.170853 Mean dependent var 0.011127 Adjusted R-squared 0.155480 S.D. dependent var 0.081527 S.E. of regression 0.074921 Akaike info criterion -2.325632 Sum squared resid 4.844175 Schwarz criterion -2.233292 Log likelihood 1040.278 F-statistic 11.11426 Durbin-Watson stat 2.052227 Prob(F-statistic) 0.000000 (*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%) 31 Một lần nữa biến lạm phát, lãi suất và uất khẩu không có ý nghĩa thông kê. Các biến còn lại tương quan với biến Y giống như mô hình hồi quy gộp tuy nhiên với mức độ khác nhau và mức ý nghĩa cũng khác nhau. Table 9: Kết quả theo ô hình tác động cố đ nh theo các đơn v chéo (quốc gia) và thời gian. Dependent Variable: Y Method: Panel Least Squares Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.006146 0.001465 4.193978 0.0000* CPI -0.104366 0.191447 -0.545145 0.5858 FX -0.136245 0.191119 -0.712883 0.4761 FXR 0.238720 0.125906 1.896021 0.0583*** R -0.019782 0.071214 -0.277790 0.7812 MS(-1) 0.266864 0.071859 3.713733 0.0002* EX(-1) -0.055721 0.019797 -2.814633 0.0050* IM(-1) 0.030927 0.013258 2.332749 0.0199** Effects Specification Cross-section fixed (dummy variables) Period fixed (dummy variables) R-squared 0.450485 Mean dependent var 0.011127 Adjusted R-squared 0.377547 S.D. dependent var 0.081527 S.E. of regression 0.064321 Akaike info criterion -2.539266 Sum squared resid 3.210462 Schwarz criterion -1.974367 Log likelihood 1221.277 F-statistic 6.176259 Durbin-Watson stat 2.124726 Prob(F-statistic) 0.000000 (*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%) Với mô hình hồi quy này có ba biến không có ý nghĩa thống kê đó là lạm phát, lãi suất và tỷ giá. Tất cả các biến còn lại tương quan với biến phụ thuộc Y cũng giống như hai mô hình trước đó. Điểm khác biệt ở mô hình này với hai mô hình trước đó là biến uất khẩu lại có ý nghĩa thống kê, tỷ giá không có ý nghĩa thống kê. Để em t mô hình nào giải thích tốt hơn, đáng tin cậy hơn chúng tôi sẽ đưa ra các kiểm định ở phần tiếp theo. 32 Table 10: Kết quả theo ô hình tác động ngẫu nh ên đối với ảnh hưởng của quốc gia. Dependent Variable: Y Method: Panel EGLS (Cross-section random effects) Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.005529 0.002713 2.037979 0.0419** CPI -0.363225 0.363316 -0.999749 0.3177 FX -0.829691 0.144147 -5.755868 0.0000* FXR 0.410078 0.088806 4.617656 0.0000* R -0.060212 0.089126 -0.675588 0.4995 MS(-1) 0.220368 0.098443 2.238542 0.0254** EX(-1) -0.047722 0.029230 -1.632623 0.1029 IM(-1) 0.060446 0.025906 2.333244 0.0199** Effects Specification S.D. Rho Cross-section random 0.000855 0.0001 Idiosyncratic random 0.074921 0.9999 R-squared 0.164719 Mean dependent var 0.011064 Adjusted R-squared 0.158014 S.D. dependent var 0.081524 S.E. of regression 0.074806 Sum squared resid 4.879651 F-statistic 24.56580 Durbin-Watson stat 2.034484 Prob(F-statistic) 0.000000 (*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%) Kết quả cho thấy biến lạm phát, lãi suất, uất khẩu lại không có ý nghĩa thống kê. Như vậy kết quả hồi quy theo bốn mô hình của chúng tôi: biến lạm phát, lãi suất, uất khẩu (ba trong bốn mô hình) không có tác động đến chỉ số chứng khoán; tỷ giá tương quan âm với chỉ số chứng khoán (chỉ có một mô hình là không có ý nghĩa thống kê); dự trữ ngoại hối, cung tiền, nhập khẩu tương quan dương với chỉ số chứng khoán. Table 11: Tổng hợp kết quả từ các mô hình Mô hình Biến Hồi quy gộp Tác động cố định đối với đơn vị chéo Tác động cố định tổng hợp Tác động ngẫu nhiên 33 C 0.005520 (0.0421)** 0.006441 (0.0037)* 0.006146 (0)* 0.005529 (0.0419)** CPI -0.362138 (0.3188) -0.471387 (0.2367) -0.104366 (0.5858) -0.363225 (0.3177) FX -0.829650 (0)* -0.833815 (0)* -0.136245 (0.4761) -0.829691 (0)* FXR 0.410049 (0)* 0.412280 (0)* 0.238720 (0.0583)*** 0.410078 (0)* R -0.060211 (0.4994) -0.060330 (0.5062) -0.019782 (0.7812) -0.060212 (0.4995) MS 0.220777 (0.0253)** 0.179857 (0.0414)** 0.266864 (0.0002)* 0.220368 (0.0254)** EX -0.047730 (0.1029) -0.046902 (0.1086) -0.055721 (0.005)* -0.047722 (0.1029) IM 0.060460 (0.0198)** 0.059002 (0.0225)** 0.030927 (0.0199)** 0.060446 (0.0199)** R-squared 0.164713 0.170853 0.450485 0.164719 F-statistic 24.56463 11.11426 6.176259 24.56580 Prob (F-statistic) 0 0 0 0 Durbin-Watson stat 2.034295 2.052227 2.124726 2.034484 (*, ** và ***: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%) Các biến có ý nghĩa thống kê trong cả bốn mô hình: FXR, MS, IM; biến I ngược với kỳ vọng dấu của chúng tôi phía trên. Lý do là do đâu chúng tôi sẽ giải thích bên dưới. Biến FX chỉ có một mô hình có ý nghĩa thống kê. 34 Table 12: Ki đ nh Likelihook ratio Redundant Fixed Effects Tests Equation: Untitled Test cross-section and period fixed effects Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 0.810389 (9,776) 0.6067 Cross-section Chi-square 8.232353 9 0.5109 Period F 4.538901 (87,776) 0.0000 Period Chi-square 361.998684 87 0.0000 Cross-Section/Period F 4.203694 (96,776) 0.0000 Cross-Section/Period Chi-square 368.490918 96 0.0000 Từ kết quả kiểm định cho thấy mô hình tác động cố định giải thích hiệu quả hơn mô hình hồi quy gộp (Prob. <0.1). Table 13: Ki đ nh Hausman Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: TDNN Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 0.000000 7 1.0000 Từ kết quả kiểm định cho thấy giả thiết H0: các hệ số ước lượng của hai mô hình trên không có sự khác biệt căn bản được chấp nhận (Prob. >0.1)  mô hình tác động ngẫu nhiên giải thích tốt hơn mô hình tác động cố định. R 2 thấp nguyên nhân là do đâu? Chúng tôi có thể giải thích như sau:  Thứ nhất: Thông tin vĩ mô chưa được phản ánh đầy đủ. Do chính sách quản lý nên nhiều biến vĩ mô vẫn chưa phản ánh được hết những nội dung thay đổi của nó nguyên nhân là do nhà nước can thiệp quá sâu vào hoạt động của nền kinh tế. Đây là tình hình thường thấy ở các nước mới nổi.  Thứ hai: Thường được nhắc đến như là một biểu hiện của tài chính hành vi - cốt lõi là do nhà đầu tư (NĐT) phản ánh sai các thông tin trên thị trường. Có thể đó là những thông tin đúng nhưng NĐT lại cập nhật thông tin sai, hoặc đó có thể là 35 những thông tin sai và do bất cân xứng thông tin, mà NĐT đã phản ứng sai lệch, từ đó dẫn đến những quyết định đầu tư sai lầm. Thực tế cho thấy có rất nhiều vấn đề tồn tại trong việc minh bạch thông tin. Mặc dù đã qua kiểm toán, nhưng các thông tin được trình bày trên báo cáo thường niên của các doanh nghiệp niêm yết vẫn chưa được tin tưởng do tính chất sơ sài và thiếu rõ ràng trong quá trình lập báo cáo. Chính vì những điều này mà NĐT mập mờ về thông tin doanh nghiệp. Từ đó tạo ra tâm lý bầy đàn và NĐT bắt đầu hành động theo thuyết tài chính hành vi. 4.2 Ý nghĩa k nh tế 4.2.1 Lạm phát Từ kết quả của bốn mô hình hồi quy phía trên, chúng tôi nhận thấy rằng không có sự tương quan giữa lạm phát và chỉ số chứng khoán ở các nước mới nổi trong mẫu của chúng tôi. Tuy vậy các nhà đầu tư cũng cần phải quan tâm đến lạm phát bởi sự tác động gián tiếp thông qua biến kinh tế vĩ mô khác, ảnh hưởng không nhỏ đến việc đầu tư kiếm lợi nhuận trên thị trường chứng khoán. 4.2.2 Tỷ giá hố đoá Ba trong bốn mô hình hồi quy tỷ giá hối đoái có ý nghĩa thống kê (trừ mô hình tác động cố định tổng hợp) với hệ số hồi quy khá cao (trị tuyệt đối trên 80%) cho thấy sự tương quan cao. Tỷ giá tương quan âm với chỉ số chứng khoán điều này là do: khi tỷ giá tăng tức là đồng nội tệ mất giá tương đối so với USD, các nước này xuất khẩu sẽ có lợi song song đó nhập khẩu lại bất lợi, mặt khác hầu hết các nước mới nổi thường nhập siêu nên các công ty ở các nước này gặp bất lợi làm cho giá chứng khoán giảm. Do đó, khi nội tệ mất giá các nhà đầu tư chứng khoán cũng cần phải đặc biệt quan tâm. Tuy nhiên do việc tương quan giữa tỷ giá và chỉ số chứng khoán là do sự chênh lêch giữa xuất – nhập khẩu nên chúng ta cần phải xem xét cẩn thận tránh trường hợp sai lầm đáng tiếc. 4.2.3 Dự trữ ngoại hối Biến này tương quan dương với chỉ số chứng khoán với hệ số hồi quy ở mức vừa (khoảng 40%). Chúng ta dễ dàng nhận thấy rằng một quốc gia mà dự trữ ngoại hối nhiều 36 thì tìm lực phát triển kinh tế cao, giá chứng khoán của công ty có cơ sở tăng. Hơn nữa dự trữ ngoại hối nhiều tạo điều kiện cho nhà nước thực hiện các chính sách bình ổn giá tốt hơn tạo thuận lợi cho sự phát triển kinh tế. Vì vậy, dự trữ ngoại hối thật sự là vấn đề đáng quan tâm cho các nhà đầu tư cũng như các chủ công ty. 4.2.4 Lãi suất Biến này không có ý nghĩa thống kê trong cả bốn mô hình. Như vậy lãi suất không tác động trực tiếp đến chỉ số chứng khoán. 4.2.5 Cung tiền Cung tiền tương quan dương với chỉ số chứng khoán nhưng ở mức không cao (khoảng 20%). Cung tiền tăng dẫn đến lãi suất giảm theo mô hình định giá chứng khoán thì rõ ràng giá chứng khoán sẽ tăng. Cung tiền tăng chủ yếu là do chính sách của CP, NHTW. Do đó nắm bắt cần nắm bắt những chính sách này vì nó là tiền đề cho sự thay đổi của cung tiền đằng sau là thay đổi trong chỉ số chứng khoán. 4.2.6 Xuất khẩu – nhập khẩu Xuất khẩu không có ý nghĩa thống kê. Nhập khẩu thì tương quan dương với chỉ số chứng khoán nhìn chung ở mức tương đối thấp (không đến 10%). Việc tương quan của biến này với chỉ số chứng khoán ngược với kỳ vọng dấu có thể giải thích như sau: Hầu hết tác động của nhập khẩu gián tiếp thông qua tác động của tỷ giá. Nếu tài khoản vãng lai thường trong trạng thái thâm hụt, và thâm hụt cán cân thương mại có xu hướng giảm đi, điều này ngầm định rằng đang có sự tăng nóng trong uất khẩu ròng (hiệu uất khẩu & nhập khẩu), giá cả chứng khoán có thể sụt giả nếu các nhà đầu tư cảm nhận rằng có khả năng ảy ra lạm phát cao do chính phủ muốn tăng sản lượng đầu ra của nền kinh tế. Kết quả sẽ là sự đi uống trong giá cả chứng khoán khi các nhà đầu tư tháo chạy khỏi thị trường trước khi ngân hàng nhà nước có các chính sách thắt chặt tín dụng trong tương lai. Các nhà đầu tư cần quan tâm đến sự thay đổi của xuất khẩu – nhập khẩu để có chiến lược thích hợp cho từng giai đoạn. 37 5. KẾT LUẬN, GỢI Ý CHÍNH SÁCH VÀ HƯỚNG PHÁT TRIỂN ĐỀ TÀI 5.1 Kết luận Chúng tôi đã sử dụng phương pháp PLS với bốn loại mô hình hồi quy (hồi quy gộp, tác động cố định theo đơn vị ch o, tác động cố định tổng hợp, tác động ngẫu nhiên) để xem sự tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số chứng khoán ở mười nước có nền kinh tế mới nổi bao gồm Việt Nam từ 2/2005 đến 6/2012, kết quả cho thấy dự trữ ngoại hối, tỷ giá (có ý nghĩa thống kê ở ba trong bốn mô hình), cung tiền, nhập khẩu là các biến có tác động tương đối mạnh đến chỉ số chứng khoán; lãi suất, lạm phát không có ý nghĩa thống kê, xuất khẩu chỉ có một mô hình có ý nghĩa thống kê. Dự trữ ngoại hối, cung tiền và nhập khẩu tương quan dương với chỉ số chứng khoán ngược lại tỷ giá tương quan âm. Các biến độc lập này đều có sự tương quan tương đối mạnh với biến phụ thuộc. Tuy nhiên, ở đây các biến kinh tế vĩ mô giải thích ở mức độ không cao chỉ số chứng khoán. Điều này cho thấy được chỉ số chứng khoán còn chịu tác động của nhiều yếu tố đáng kể khác chúng ta cần quan tâm xem xét. 5.2 Gợi ý chính sách Trên cơ sở các phân tích và các kết quả ở trên cũng như bài học kinh nghiệm từ các nghiên cứu trên thế giới, chúng tôi đề xuất một số ý kiến cho việc xây dựng và hoàn thiện các chính sách điều hành và quản lý kinh tế vĩ mô: 5.2.1 Chính sách kinh tế vĩ ô cần hướng đến tạo sự ổn đ nh, bền vững cho th trường chứng khoán Việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ không chỉ hướng đến việc điều hành nền kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến sự phát triển bền vững cho thị trường chứng khoán. Trong quá trình nghiên cứu đề xuất và sửa đổi các chính sách cần nghiên cứu hành vi của các chủ thể kinh tế có thể ảnh hưởng đến việc ra các quyết định kinh tế, nên ứng dụng tài chính học hành vi trong quản lý bởi vì trên thực tế các nhà đầu tư không phải lúc nào cũng hành động theo lý trí. Thực tế nếu thị trường hội đủ 3 yếu 38 tố: hành vi bất hợp lý của nhà đầu tư, hiệu ứng bất hợp lý mang tính hệ thống, và giới hạn kinh doanh chênh lệch giá thì cổ phiếu sẽ bị định giá sai. 5.2.2 Nâng cao tính hiệu quả của thông t n vĩ ô. TTCK phản ứng rất mạnh trước các thông tin, độ chính xác, tính minh bạch và kịp thời của thông tin sẽ có những tác động lên thị trường và hành vi của các nhà đầu tư. Do đó, việc công bố thông tin của các nhà chính sách cần được thực hiện chuyên nghiệp, được kiểm soát bởi hành lang pháp lý tránh tình trạng kinh doanh nội gián bóp méo thị trường. 5.2.3 Chính sách tiền tệ Chính sách tiền tệ cần có lộ trình cụ thể, tránh gây ra những cú sốc tâm lý cho nhà đầu tư, gây ảnh hưởng tiêu cực cho sự phát triển của TTCK bởi vì TTCK cũng ảnh hưởng ngược đến dòng vốn nền kinh tế. Tỷ giá là một trong những biến số phức tạp và nhạy cảm nhất trong điều hành kinh tế vĩ mô hiện nay: tăng tỷ giá để khuyến khích xuất khẩu thì có thể ảnh hưởng xấu đến doanh nghiệp trong nước có nguyên liệu đầu vào là hàng nhập khẩu, tăng rủi ro cho các doanh nghiệp có nợ vay bằng ngoại tệ,… Vì vậy thay đổi nào trong giá trị tiền đồng đều phải đặt trong mối quan hệ với các biến số vĩ mô khác của nền kinh tế để đảm bảo rằng sự điều chỉnh tỉ giá là phù hợp đáp ứng được sự cân bằng tổng thể của nền kinh tế. 5.2.4 Hướng đến một th trường chứng khoán hiệu quả về thông tin. Có như vậy thì giá cả chứng khoán mới phản ánh đúng và kịp thời khi có những tin tức về thay đổi chính sách kinh tế vĩ mô. Điều này thể hiện đa chiều của mối tương quan: chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ & thị trường chứng khoán phát triển, TTCK phải ở dạng hiệu quả thì mới có thể phản ánh những kỳ vọng từ chính sách đem lại. Thị trường chứng khoán phát triển bền vững đến lượt nó lại phát tín hiệu đến nhà đầu tư trong và ngoài nước về sự phát triển của nền kinh tế, thu hút dòng vốn vào thị trường, lại tiếp tục tạo điều kiện cho các doanh nghiệp trong nền kinh tế phát triển hơn. 39 5.3 Hướng phát tri n của đề tài Mặc dù chúng tôi đã rất có gắng hồi quy dữ liệu bảng tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số chứng khoán song không thiếu những thiếu sót – đó chính là ở biến cung tiền do sự thiếu số liệu nên tôi sử dụng tiền và tương đương tiền, cung tiền M2 thay thế cho nhau để hồi quy kết quả; thị trường chứng khoán các nước mới nổi đang trong giai đoạn tăng trưởng và hoàn thiện nên lịch sử số liệu chưa dài, chỉ số chứng khoán thu thập gặp nhiều khó khăn nên giới hạn chạy hồi quy cho mười nước; chúng tôi chưa đề cập đến các yếu tố hành vi trong nghiên cứu của mình đặc biệt là vấn đề giao dịch bày đàn cũng như chúng tôi bỏ qua độ nhiễu thông tin thị trường. Hướng phát triển cho các nghiên cứu tiếp theo: Cần tìm hiểu thêm các mô hình khác giúp giải thích tỷ suất sinh lợi thị trường tốt hơn như mô hình Fama-French, mô hình ba nhân tố mới của Lu Zhang hay các nghiên cứu về hành vi tâm lý bầy đàn, đo lường mức độ bầy đàn của các chỉ số chứng khoán. 40 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Abdalla, I. S. A. and V. Murinde (1997), “ Exchange Rate and Stock Price Interactions in Emerging Financial Markets: Evidence on India, Korea, Pakistan, and Philippines, Applied Financial Economics 7, 25-35. 2. Agrawalla, Raman K (2005), “Stock arket and the Real Economy: A policy perspective for India from Time Series Econometric Analysis” presented at the 42nd Annual Conference of the Indian Econometric Society (TIES). 3. Bernanke and Kuttner (2005) “ hat E plains the Stock arkets Reaction to Federal Reserve Policy” Journal of finance, 60, 1221-1257. 4. Bordo, ichael and heelock, David C. “Stock arket Booms and onetary Policy in the 20 th Century.” Federal Reserve Bank of St. Louis Review 89 (2), March/April 2007, pp. 91-122. 5. Chen, N., Roll, R. and Ross, S. (1986). Economic forces and the stock market. Journal of Business 59, 383-403. 6. Caporale T., Jung C., (199 ). “Inflation and Real Stock Prices”, Applied Financial Economics, 7(3), 265 – 266. 7. Cukierman, A., (1983). “Relative Price Volatility and Inflation: A Survey and Further Results”, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy , 19, 103-157. 8. Chib, Siddhartha and Greenberg, Edward. “Understanding the etropolis- Hastings Algorithm.” American Statistician 49, 1995, pp. 327-35. 9. Dueker, ichael J. “Dynamic Forecasts of Qualitative Variables: A Qual VAR odel of U.S. Recessions.” Journal of Business and Economic Statistics 23 (1), January 2005, pp. 96-104. 10. Dueker, ichael J. and Nelson, Charles R. “Business Cycle Filtering of acroeconomic Data Via a Latent Business Cycle Inde .” Macroeconomic Dynamics 10 (5), November 2006, pp. 573-94. 41 11. Engle, R. and Granger, W. (1987). Cointegration and error correction: Representation, estimation and testing. Econometrica 55, 1057-1072. 12. E change Rate odels for Seven Inflationary OECD countries”, Journal of International Money & Finance, 15, 337-368. 13. Fama, Eugene F. and Schwert, G. illiam. “Asset Returns and Inflation,” Journal of Financial Economics 5, 1977, pp. 115-46. 14. Firth, . ,(19 9), “The Relationship between Stocks arket Returns and of Inflation”, Journal of Finance 34 (June 1979). 15. Fama, E. (1981). Stock returns, real activity, inflation, and money. American Economic Review 71, 545-565. 16. Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in Gaussian vector autoregressive models. Econometrica 59, 1551-1580. 17. John Y. Campbell and Tuomo Vuolteenaho (2003), “Inflation illusion and stock prices”, National bureau of economic research. 18. Kim S., In F., (2005) “The Relationship Between Stock Returns ad Inflation: New Evidence From Wavelet Analysis”, Journal of Empirical Finance, 12, 435 – 444. 19. ichael D. Bordo, ichael J. Dueker and David C. heelock (2009), “Inflation, Monetary Policy and Stock Market Conditions: Quantitative Evidence from a Hybrid Latent-Variable VAR”, Research Division Federal Reserve Bank of St. Louis Working Paper Series. 20. Miller, S. M. and Russek, F. S. (1990) Co-integration and error correction models: the temporal causality between government taxes and spending, Southern Economic Journal, 57, 221-9. 21. Morley, B. (2002) Exchange rates and stock prices: implications for European Convergence, Journal of Policy Modelling, 24, 523-526. 22. Park, S., (199 ). “Rationality of Negative Stock – Price Responses to Strong Economic Activity”, Financial Analysts Journal, 53 (5), 52 – 58. 23. Sunil Poshakwale (2003), “E change rate and stock price interactions in European emerging financial markets before and after the Euro”. 42 24. Sridhar Gogineni (2010), “Oil and the Stock arket: An Industry Level Analysis”. 25. Shahid Ahmed (2008), “Aggregate Economic Variables and Stock arkets in India” International Research Journal of Finance and Economics . 26. Wan Mansor Wan Mahmood, Ph.D* and Nazihah Mohd Dinniah (200 ), “Stock Returns and Macroeconomic Influences: Evidence from the Six Asian-Pacific Countries”, Financial Economics, and Futures Market Research Group Universiti Teknologi Mara Terengganu 23000 Dungun, Terengganu, Malaysia. 27. GS.TS Trần Ngọc Thơ – 2007 – Tài chính doanh nghiệp hiện đại. 28. PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt – 2008 – Đầu tư tài chính. 29. ThS Hoàng Ngọc Nhậm – Giáo trình kinh tế lượng. 30. ThS. Phùng Thanh Bình – Hướng dẫn sử dụng Eviews 5.1. 31. www.imf.org 32. www.finance.yahoo.com 33. www.gso.gov.vn 34. www.vietstock.vn 35. www.cophieu68.com 36. www.dantri.com.vn