Đề tài Mối liên hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khoán - Kết quả thực nghiệm ở thị trường chứng khoán Việt Nam

91. Ghosh, Saidei và Johnson 99 phân tích các TTCK Châu Á, bao gồm Nhật và Mỹ từ tháng 3/97 đến 12/97, Chen Huang và Lin 07 phân tích Mỹ và các quốc gia chính của Châu Á. Các phân tích ở trên phát hiện là không có liên kết giữa các TTCK ở các nước Châu Á, mặc dù có vài chỉ số chứng khoán có mối liên hệ với nhau. Các nghiên cứu trước trên thị trường chứng khaón Châu Á không có phân tích nhiều về thị trường nội địa Trung Quốc. Tuy nhiên, thị trường này đã tăng trưởng rất nhanh trong các năm gần đây, và sự hiện diện của nó trong thị trường tài chinh quốc tế ngày càng tăng. Yan Shang đã phân tích mối quan hệ của các thị trường Châu Á như Nhật, Singapore, Hồng Công, Trung Hoa lục địa, với Mỹ, một thị trường có ảnh hưởng lớn đến chứng khoán Châu Á trong các giai đoạn trước, trong và sau khủng hoảng 97, ông phát hiện ra là trong các năm khủng hoảng, giá chứng khoán các nước hầu như không 21 có tương quan và sau khủng hoảng các thị trường lại có xu hướng liên kết ngày càng tăng, trong đó thị trường Mỹ là có tác động mạnh nhất đến chứng khoán Châu Á. 3. PHÂN TÍCH CÁC BIẾN VĨ MÔ Ở VIỆT NAM BẰNG MÔ HÌNH HỒI QUY OLS: 3.1 Chuỗi số liệu: Ở Việt Nam, việc tập hợp các số liệu vĩ mô là khá khó khăn, việc sử dụng dữ liệu năm là không thích hợp do TTCK Việt Nam là một thị trường mới nổi, lịch sử chỉ khoảng 11 năm. Dữ liệu được sử dụng ở đây là dữ liệu tháng, các biến được sử dụng dưới dạng TSSL để phân tích ảnh hưởng và rủi ro của các biến đến thị trường. Tên biến Ký hiệu Cách tính Nguồn TSSL VNINDEX R_VNI R_VNI t − R_VNI t-1 R_VNI t-1 www.cophieu68.com Thay đổi cán cân thương mại R_XNK B1: cán cân XNK = XK – NK B2: tăng trưởng XNK XNK t − XNK t-1 XNK t-1 Tổng cục thống kê www.gso.gov.vn Tăng trưởng sản lượng công nghiệp R_SLCN SLCNt − SLCNt-1 SLCNt-1 Tổng cục thống kê www.gso.gov.vn TSSL vàng R_VANG Chỉ số giá vàng t − Chỉ số giá vàng t-1 Chỉ số giá vàng t-1 Tổng cục thống kê www.gso.gov.vn Thay đổi trong cung tiền M2 R_M2 Tốc độ tăng trưởng cung tiền tháng này so với tháng trước www.vneconomy www.sbv.gov.vn 22 Tốc độ tăng của CPI R_CPI CPI t − CPI t-1 CPI t-1 Tổng cục thống kê www.gso.gov.vn Thay đổi trong USD/VND R_USD Chỉ số giá USD t − Chỉ số giá USD t-1 Chỉ số giá USD t-1 Tổng cục thống kê www.gso.gov.vn TSSL dầu R_DAU Giá dầu t − Giá dầu t-1 Giá dầu t-1 Hiệp hội dầu Mỹ Thay đổi trong lãi suất TPCP R_LS LS_TPCP t − LS_TPCP t-1 LS_TPCP t-1 Ngân hàng ADB TSSL DowJones R_DJ DJ t − DJ t-1 DJ t-1 Yahoo Finance 3.2 Cách thức chọn biến: Khoảng thời gian chọn biến là từ tháng 1/2004 đến tháng 2/2011 do hạn chế trong việc tiếp cận các số liệu quá khứ trước đó, hơn nữa ở Việt Nam trong khoảng thời gian từ 2000 đến 2003 hầu như chỉ hoạt động cầm chừng (có chưa tới 20 mã, giao dịch chỉ ba ngày/tuần) cũng như không gây được nhiều chú ý với các nhà đầu tư nên việc sử dụng số liệu thời kì này cũng kém hiệu quả. Tổng số biến được sử dụng là 86 quan sát. Biến Cách thức chọn biến R_VNI R_DJ Giá được chọn là giá đóng cửa của ngày cuối cùng trong tháng. R_XNK Đơn vị tính được sử dụng là 1,000,000 $ R_VANG Do khó khăn trong việc tập hợp số liệu giá vàng trong nước (do chưa có tổ chức chính thức công bố), dữ liệu phân tích sử dụng không phải là giá vàng mà thay vào đó ta sử dụng dữ liệu chỉ số giá vàng được công bố hàng tháng của Tổng cục thống kê. 23 R_USD Tương tự , việc tập hợp số liệu vàng ở thị trường tự do khá khó khăn, dữ liệu phân tích sẽ là chỉ số giá USD được công bố hàng tháng của Tổng cục thống kê R_DAU Giá dầu sử dụng ở đây là giá dầu FOB bình quân trọng số khối lượng giao dịch ước lượng của toàn bộ các quốc gia trên thế giới (giá ngày cuối tháng). R_M2 Tốc độ tăng trưởng cung tiền hàng tháng được thu thập từ website của NHNN VN và các website khác ( IMF, WB, …). Cung tiền ở đây được chọn là cung tiền M2 (gồm cung tiền cơ sở và tiền gửi tiết kiệm tại các tổ chức tín dụng) R_LS Lãi suất sử dụng trong phân tích là lãi suất trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm, đại diện cho TSSL phi rủi ro thị trường. Số liệu được thu thập từ NH ADB, một phần từ website: www.hsx.vn với thông tin lãi suất từ kết quả đấu thầu trái phiếu chính phủ kỳ hạn 1 năm. (Những tháng thiếu dữ liệu thì sử dụng dữ liệu của tháng trước đó) 3.3 Các tiền phân tích – kiểm định: 3.3.1 Phân tích phân phối của VN-Index: Mean Std.dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera P-value Observation R_VNI 1.91% 12.33% 0.450 3.357 3.357 0.1867 86 R_XNK - 41.30% 186.37% -4.533 29.302 2,773.457 0.0002 86 R_VANG 2.19% 4.37% 0.871 4.310 17.017 0.0002 86 24 R_USD 0.37% 0.96% 1.240 8.368 125.312 0.0002 86 R_SLCN 1.69% 13.18% -0.661 2.603 6.825 0.0330 86 R_M2 0.11% 4.51% 0.230 2.549 1.488 0.4752 86 R_LS 9.84% 1.96% 1.557 4.849 46.993 0.0001 86 R_DJ 0.27% 4.14% -0.806 4.538 17.788 0.0001 86 R_DAU 2.16% 11.04% -0.650 4.740 16.900 0.0002 86 R_CPI 0.89% 0.92% 1.172 4.249 25.271 0.0000 86 Ở bảng trên, ta thấy rằng TSSL của thị trường có giá trị trung bình là 1.91%/tháng (khoảng 23%/năm ) đây là mức TSSL cao trên nền kinh tế. Thống kê Skewness có gí trị dương cho thấy VN-Index có phân phối lệch dương, đây là điều thường xảy ra với các TTCK mới nổi. Trên thế giới, hầu hết phân phối của TSSL các tài sản tài chính cũng không có phân phối chuẩn. 3.3.2 Kiểm định tính dừng ( kiểm định nghiệm đơn vị – ADF ): Một trong các giả thiết của mô hình hồi quy cổ điển là các biến độc lập phải phi ngẫu nhiên. Nếu chúng ta ước lượng mô hình có chuỗi thời gian mà các biến độc lập không dừng, thì khi đó giả thiết của OLS bị vi phạm ( kỳ vọng toán, phương sai và hiệp phương sai không đổi theo thời gian ) dẫn đến việc sử dụng kiểm định t và p không hiệu quả ( hay còn gọi là hồi quy giả mạo ). Kiểm định nghiệm đơn vị là một tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng. Dickey-Fuller đã đưa ra tiêu chuẩn kiểm định như sau: 25 Ho: p=1 (chuỗi là không dừng ) H1: p≠1 ( chuỗi dừng ) Ta ước lượng mô hình: t = p/se(p) có phân phối theo quy luật DF Nếu │t │> │tα│ thì bác bỏ giả thiết Ho. Trong trường hợp này thì là chuỗi dừng. Kết quả kiểm định tính dừng của các biến: Augmented Dickey-Fuller test statistic t-Statistic P-value R_VNI -6.1791 0.0000 R_XNK -10.9327 0.0001 R_VANG -6.2349 0.0000 R_USD -6.9485 0.0000 R_SLCN -10.7694 0.0001 R_M2 -2.4629 0.1282 ** R_LS -2.9719 0.0418 * R_DJ -7.4296 0.0000 R_DAU -8.3773 0.0000 R_CPI -4.6231 0.0003 ( **: không có ý nghĩa, *: có ý nghĩa với độ tin cậy 5% ) Độ tin cậy Giá trị t-tới hạn Test critical values: 1% level -3.5093 5% level -2.8959 10% level -2.5852 Với bảng kết quả trên, ta thấy rằng ngoại trừ biến R_M2 thì tất cả các biến còn lại đều dừng với mức ý nghĩa 1% và 5%. Biến R_M2 không dừng nên ta tiếp tục kiểm định tính dừng cho sai phân của biến R_M2 để đưa vào trong mô hình hồi quy: 26 Augmented Dickey-Fuller test statistic t-Statistic P-value SP_R_M2 -9.3247 0.0000 Độ tin cậy Giá trị t-tới hạn Test critical values: 1% level -3.5103 3.3.3 Kiểm định đồng liên kết (cointegrated test ): Khi ước lượng một mô hình hồi quy với các biến số là các chuỗi thời gian không dừng, nếu như mô hình đó là đồng liên kết thì sẽ không xảy ra trường hợp hồi quy giả mạo, và các kiểm định dựa trên các tiêu chuẩn của t và F là có ý nghĩa do xu thế trong các chuỗi đã triệt tiêu lẫn nhau. Hiện nay có nhiều phương pháp kiểm định đồng liên kết như kiểm định Engle-Granger, Johansen,… Trong đó, kiểm định Johansen dựa trên nền tảng là mô hình VAR, nó bao gồm hai kiểm định gọi là trace test và maximum eigenvalue test. +Trace test - Ho: con số các vectơ đồng liên kết trong hệ thống là r, nhỏ hơn hoặc bằng ro với ro < p (p là số biến trong hệ thống); H1: ma trận tác động là đồng bộ. Nếu trace test < critical value thì chấp nhập Ho ( không đồng liên kết ) và ngược lại. + Eigenvalue test xem xét giả thuyết Ho là có ro véctơ đồng liên kết đối với giả thuyết H1 là có ro+1 véctơ đồng liên kết. R_M2 là không dừng, tuy nhiên do cần xem xét mối quan hệ giữa cung tiền và VN- Index nên ta không sử dụng biến thay thế mà dùng kiểm định đồng liên kết của Johansen để kiếm chứng khả năng có vectơ đồng liên kết giữa hai biến hay không. Johansen test Trace test Statistic Critical Value P-value None * 35.78523 15.49471 0.0000 27 At most 1 * 6.178545 3.841466 0.0129 Max Eigen test Statistic Critical Value P-value None * 29.60668 14.2646 0.0001 At most 1 * 6.178545 3.841466 0.0129 Kết quả của kiểm định Johansen cho thấy tồn tại vecto đồng liên kết giữa hai biến nên ta có thể thực hiện hồi quy OLS mà không cần lo lắng về vấn đề hối quy giả tạo. 3.3.4 Bảng kỳ vọng về dấu: Biến Kỳ vọng dấu R_XNK dương R_VANG âm R_USD âm R_SLCN dương R_M2 dương R_LS âm R_DJ dương R_DAU âm R_CPI âm 28 3.4 Phân tích mối quan hệ bằng mô hình đơn biến: 3.4.1 Sản lượng công nghiệp và ảnh hưởng lên TTCK VN: Tăng trưởng trong giá trị sản xuất công nghiệp thường được xem là nhân tố quan trọng tác động đến tỷ suất sinh lợi của TTCK, mà bằng chứng là sự xuất hiện của biến số này trong mô hình vĩ mô của Chen, Roll, Ross (1986). Chỉ số này được nhiều nghiên cứu trên thế giới sử dụng như là thước đo thay thế cho biến số tăng trưởng GDP, đơn giản, khi GDP ( sản lượng công nghiệp ) tăng trưởng thì TTCK sẽ đi lên. Chì số giá trị sản lượng công nghiệp của Việt Nam được tính theo giá so sánh năm 1994, bao gồm giá trị tạo ra của các ngành công nghiệp như : khai khoáng ( than, dầu ), chế biến (bơ sữa, thủy sản..), chế tạo ( mô tô, xe máy ) và hàng tiêu dùng ( giày, quần áo,…). Kiểm định mối quan hệ giữa biến số và TTCK ở Việt Nam, kết quả như sau: Kết quả kiểm định cho thấy giá trị sản lượng công nghiệp hầu như không có ảnh hưởng đến TSSL của VN-Index thể hiện qua giá trị p-value quá cao. Hơn nữa, biến số có giá trị âm không cho thấy có ý nghĩa kinh tế nào. ( Nguồn: Tổng Cục Thống Kê ) 0% 20% 40% 60% 80% 100% 2005 2006 2007 2008 2009 2010 Dịch vụ Công nghiệp Nông nghiệp Variable Coefficient t-Statistic P-Value R_SLCN -0.006661 -0.065283 0.9481 29 Lý giải cho vấn đề, có vẻ như đối với nền kinh tế VN, giá trị sản lượng công nghiệp không phải là một đại diện cho GDP, tỷ trọng của công nghiệp đóng góp vào GDP chỉ chiếm xấp xỉ 40% ( trong khi ở các quốc gia phát triển, con số này thường là 60-80% ). Ngoài ra, giá trị sản lượng công nghiệp của Việt Nam không phản ánh được tiềm năng phát triển của đất nước, đóng góp 50% trong tổng giá trị là các ngành công nghiệp xuất khẩu tài nguyên thiên nhiên như than đá, dầu thô, khí hóa lỏng trong khi các ngành công nghiệp mang lại nhiều giá trị thặng dư hay mang yếu tố công nghệ hầu như vắng bóng hoặc chiếm tỷ trọng quá nhỏ. 3.4.2 Cán cân XNK và ảnh hưởng đến TTCK VN: Nói đến tình trạng cán cân XNK thì phải nói đến vấn đề thâm hụt cán cân thương mại dai dẳng. Nguồn gốc của vấn đề một phần là do tâm lý sính ngoại của người dân Việt Nam, theo đó, giá trị nhập khẩu các mặt hàng xa xỉ luôn chiếm tỷ trọng cao trong nhập khẩu; trong khi xuất khẩu dù được Nhà Nước tập trung hỗ trợ và tạo điều kiện phát triển vẫn chưa có chuyển biến mạnh mẽ, hàng hóa xuất khẩu đa số là các mặt hàng không có yếu tố công nghệ hay mang lại giá trị thặng dư. (đơn vị: triệu $, giá trị cán cân thương mại là thâm hụt - Nguồn: Tổng Cục Thống Kê ) 0 10000 20000 30000 40000 50000 60000 70000 80000 90000 2005 2006 2007 2008 2009 2010 xuất khẩu nhập khẩu cán cân thương mại 30 Tác động của cán cân thương mại lên TTCK chủ yếu là gián tiếp thông qua tác động của tỷ giá, theo đó, thâm hụt trong cán cân thương mại sẽ phát đi tín hiệu về những đợt phá giá đồng tiền trong tương lai ( theo các lý thuyết PPP ) làm tác động lên TTCK. Một cơ chế nữa là thông qua thay đổi trong cán cân thương mại, các NĐT nước ngoài sẽ có các đánh giá về lợi thế cạnh tranh của quốc cũng như chính sách điều hành đồng tiền tương lai, qua đó làm tăng ( hoặc giảm ) lượng tiền đầu tư gián tiếp đổ vào thị trường, đối với TTCK Việt Nam, các giao dịch của NĐT chiếm tỷ trọng khá lớn nên ảnh hưởng được dự báo là khá lớn. Kết quả mô hình hồi quy OLS như sau: Với hệ số p-value thể hiện có mức ý nghĩa thống kê chứng minh rằng các thay đổi trong cán cân thương mại thực sự có ảnh hưởng lên TTCK. Hệ số của biến mang dấu âm ( -0.01) tức là khi cán cân thương mại thâm hụt 1% thì VN-Index sẽ tăng 0.01%, điều này cũng gây ra sự khó hiểu vì theo lý thuyết kinh tế, thường khi cán cân thương mại thặng dư thì tạo tâm lý tốt hơn cho thị trường làm chỉ số tăng điểm nhưng điều này là ngược lại ở Việt Nam. Để giải quyết vấn đề này, ta cần xem xét rõ về thực trạng của Việt Nam – một nước thiên về nhập khẩu ( với hơn 90% nguyên vật liệu là từ nước ngoài ), một sự tăng lên trong giá USD sẽ làm tăng mạnh chi phí đầu vào của DN dẫn đến các báo cáo tài chính kém sáng sủa đi với lợi nhuận sút giảm, qua đó làm cho VN-Index đi xuống. Variable Coefficient t-Statistic P-value R_XNK -0.012078 -1.70223 0.0924 31 3.4.3 Tác động của lạm phát lên VN-Index: Một TTCK hiệu quả thì thường chịu ảnh hưởng rõ nét đối với sự thăng trầm của chỉ số CPI, với quy luật : CPI tăng - TTCK xuống. Trước khi đi vào phân tích MQH với TTCK, ta đi sơ lược về đặc điểm lạm phát ở Việt Nam, theo đó: + 10 năm trở lại đây, mục tiêu tăng trưởng luôn được chú trọng hơn mục tiêu kềm chế lạm phát, qua đó cho thấy tiềm ẩn những rủi ro về bùng nổ lạm phát cao. + Hàng năm NHNN phải cung ứng một lượng tiền không nhỏ cho ngân sách để tài trợ thâm hụt tài khóa, các khoản tạm ứng này thường không có bảo đảm và trên thực tế không được hoàn trả đầy đủ trong năm ngân sách. + Sự độc lập của NHTW cũng bị giới hạn một phần, tốc độ tăng trưởng cung tiền thường phụ thuộc vào chính sách phát triển do Chính phủ đề ra. + Gốc của lạm phát Việt Nam đa số nằm ở khu vực đầu tư công, nơi chiếm hơn 50% lượng đầu tư của xã hội nhưng hệ số ICOR của các DNNN rất kém, năng suất kém không tương xứng với tốc độ bơm tiền chính là nguyên nhân gây ra lạm phát. Các đặc điểm của lạm phát Việt Nam cho thấy rõ ràng nó có ảnh hưởng rất mạnh lên nền kinh tế nói chung hay TTCK nói riêng. Theo nhiều nghiên cứu trên thế giới, chỉ số CPI ổn định ở mức khoảng 5% là điều kiện lý tưởng để TTCK hoạt động bình thường và phát triển. Khi CPI tăng cao thì sẽ tác động đến VN-Index qua các cơ chế như sau:  CPI tăng sẽ làm tăng các chi phí, gây khó khăn cho DN trong việc đảm bảo lợi nhuận kinh doanh và lợi tức, các báo cáo tài chính kém sáng sủa làm cho chứng khoán kém hấp dẫn hơn, đồng nghĩa với việc giảm sự sôi động trên TTCK.  CPI tăng đồng nghĩa với chính sách tín dụng thắt chặt, việc tiếp cận nguồn tín dụng khó khăn và đắt đỏ hơn, vì vậy làm dòng tiền vào TTCK đi xuống. 32  CPI tăng kéo theo lãi suất ngân hàng tăng, khiến lãi suất tiền gửi trở nên hấp dẫn hơn, điều này làm thu hẹp dòng đầu tư trên TTCK.  CPI tăng sẽ làm tăng bán ra các mã xấu, và tăng mua vào các mã tốt. Xu hướng bán tháo thường xảy ra nếu TTCK có nhiều chứng khoán chất lượng thấp và các nhà đầu tư không chuyên nghiệp đi theo bầy đàn, vốn ít. Để kiểm nghiệm lý thuyết trên vào TTCK VN, ta thực hiện hồi quy OLS với mẫu từ T1/04 – T2/11: Variable Coefficient t-Statistic P-value R_CPI -1.768289 1.454678 0.2275 Kết quả cho thấy quả thực có mối quan hệ nghịch biến giữa lạm phát và tỷ suất sinh lợi của VN-Index, tuy nhiên, thống kê p-value lại không có mức ý nghĩa. Điều gì đã làm cho TTCK Việt Nam đi ngược lại với quy luật thông thường ? Có 2 điểm đáng chú ý giúp phần nào giải thích vấn đề này:  Thứ nhất, dường như các nhà đầu tư không chịu tác động nhiều bởi báo cáo tài chính chính thức của các doanh nghiệp niêm yết trên TTCK. Đây là hiện tượng không bình thường, mà nguyên nhân có thể từ hai phía: chất lượng báo cáo tài chính và uy tín thực tế của doanh nghiệp chưa cao do hoạt động kiểm toán chỉ mới được đánh giá đúng mức trong thời gian gần đây.  Thứ hai, trong phần lớn thời gian kiểm định thì vấn đề lạm phát dường như có ít tác động đến TTCK mà cụ thế lạm phát chỉ bùng nổ và gây sự chú ý đến NĐT từ năm 2008 đến nay. Tuy nhiên, qua đồ thị bên dưới, ta lại thấy có mối tuơng quan nghịch biến khá chặt chẽ giữa VN-Index và chỉ số CPI, do đó, để có cái nhìn sâu hơn về mối quan hệ này, ta 33 tiếp tục phân tích sự tương tác giữa chúng trong khoảng thời gian quan sát từ năm 2008 đến nay. Trong thời gian này, vấn đề lạm phát đã trở thành vấn đề nóng của chính sách vĩ mô, mỗi hành vi biến động của lạm phát đều được thị trường phản ánh rõ nét. ( Nguồn: Tổng Cục Thống Kê ) Kết quả chạy mô hình trong thời gian từ T1/2008- T2/2011: Hệ số p-value chứng minh cho thấy mối quan hệ này có ý nghĩa với độ tin cậy 10%, hệ số mang dấu âm cho thấy mối quan hệ giữa hai nhân tố là mối quan hệ nghịch biến, và nó phù hợp với kỳ vọng và lý thuyết thông thường. Mô hình chứng tỏ, kể từ 2008, các NĐT trên thị trường đã có cái nhìn dè dặt hơn với tình hình lạm phát của đất nước. 8.8% 6.7% 12.6% 19.9% 6.9% 11.8% 307.5 751.8 927 315.6 494.8 484.7 0 100 200 300 400 500 600 700 800 900 1000 0.0% 5.0% 10.0% 15.0% 20.0% 25.0% 2005 2006 2007 2008 2009 2010 CPI VN-Index Variable Coefficient t-Statistic P-value R_CPI -3.160263 -1.813176 0.0781 34 3.4.4 Mối quan hệ giữa cung tiền và TTCK VN: Hầu hết các nghiên cứu về mối quan hệ giữa cung tiền và TTCK đều không đi đến cùng một kết luận. Đây được xem như là một câu hỏi thực nghiệm, mối quan hệ này có thể là đồng biến ở thị trường này, nhưng ở thị trường khác, nó cũng có thể là nghịch biến. Ở Việt Nam, hàng năm, NHNN thông báo mục tiêu tăng trưởng cung tiền (hay tổng phương tiện thanh toán M2) và mức tín dụng chung cho nền kinh tế. Các con số này được thị trường tài chính hay các chuyên gia theo dõi sát sao hàng tháng để phân tích chính sách tiền tệ của chính phủ đang được áp dụng ra sao, thắt chặt hay nới lỏng. Trong khoảng 10 năm trở lại, tăng trưởng cung tiền M2 luôn đạt mức khá cao, đặc biệt trong khoảng thời gian 2000-2006.Qua cái nhìn định tính đầu tiên, ta thấy rằng, ở Việt Nam, TTCK dường như có mối quan hệ cùng chiều với cung tiền. ( Nguồn: Website NHNN VN – www. Sbv.gov.vn ) 400 420 440 460 480 500 520 540 560 0.00% 0.50% 1.00% 1.50% 2.00% 2.50% 3.00% 3.50% 4.00% 4.50% 5.00% tăng trưởng cung tiền VN-Index 35 Kết quả hồi quy OLS: Theo đó trong thực tế, tăng trưởng trong cung tiền M2 thực sự có tác động đến TTCK ( với giá trị p- value có mức ý nghĩa dưới 10% ). Khi cùng tiền tăng 1% sẽ tạo đà cho TTCK tăng 0.55% . Xét trong lịch sử, trong khoảng thời gian 2000-2006 với cung tiền tăng đều, TTCK đã có một quá trình tích lũy tăng điểm khá ấn tượng, từ 200 điểm lên đến trên 1000 điểm ( mức độ tăng trưởng lên đến hơn 500% ), đặc biệt là trong các năm 2006- 2007, các năm có tốc độ tăng rất cao, đã tạo nên cơn sốt tăng nóng trên TTCK. Trong năm 2008, khi chính phủ nhận thấy các bất ổn vĩ mô mà dẫn đầu là vấn đề lạm phát do tăng cung tiền quá nhiều, việc thắt chặt tiền tệ đã khiến thị trường đi xuống vùng 300- 350 điểm. Năm 2009, Chính phủ nới lỏng tiền tệ thực hiện chính sách kích cầu, đã tạo điều kiện cho TTCK đi lên trở lại khi thanh khoản vào thị trường tăng cao. 3.4.5 Lãi suất trái phiếu chính phủ và tác động của nó lên TTCK VN: Chính sách lãi suất của NHNN Việt Nam thường thể hiện khá nhiều bất cập đặc biệt là trong các năm gần đây. Chính sách lãi suất thường bao gồm hai mục tiêu:  Thứ nhất, giữ lãi suất huy động ở mức thấp để giữ lãi suất cho vay ở mức thấp. Qua đó giảm chi phí lãi vay và hạn chế bớt rủi ro cho hệ thống doanh nghiệp.  Thứ hai, nhà nước đã quyết tâm xóa bỏ thị trường ngoại tệ tự do và cấm kinh doanh vàng miếng. Điều đó khiến người dân có ít lựa chọn hơn và buộc phải giữ tiền đồng dù tiền đồng luôn mất giá thê thảm và lãi suất thấp. Variable Coefficient t-Statistic P-value R_M2 0.556051 1.904602 0.0603 36 ( Nguồn: NH phát triển Châu Á ADB – www.asianbonds.adb.org ) Tuy nhiên, hiệu quả thì rõ ràng không ổn:  Thứ nhất là không có lý do gì các NHTM lại phải hạ thấp lãi suất cho vay ngay cả khi lãi suất huy động bị giữ ở mức thấp. Đó là vì (1) nhu cầu vay vốn của các doanh nghiệp vẫn cao, và (2) các NHTM thường bị hạn chế tăng trưởng tín dụng. Hơn nữa các NHTM còn cải thiện được spread magrin của mình.  Thứ hai, việc sử dụng biện pháp hành chính như cấm kinh doanh vàng miếng, USD tự do đã hạn chế lựa chọn của người dân về lưu trữ tài sản. Đương nhiên còn các kênh khác như đầu tư vào chứng khoán hay kinh doanh bất động sản. Nhưng với những người dân có thu nhập trung bình hoặc trung bình khá, các kênh này là khó thực hiện, thậm chí là không khả thi, vì các vấn đề kỹ thuật (chứng khoán) và cần nhiều vốn (bất động sản). Trong bài, tác giả chọn sử dụng biến lãi suất của TPCP kỳ hạn một năm, vốn được xem như lãi suất cơ sở để ứng định các lãi suất khác, kết quả kiểm định mối quan hệ như sau: 200 250 300 350 400 450 500 550 600 650 8.00% 9.00% 10.00% 11.00% 12.00% 13.00% 14.00% LS_TPCP_1y VN-Index 37 Variable Coefficient t-Statistic P-value R_LS -1.08201 -1.600825 0.1132 Theo kết quả, hệ số hồi quy mang dấu âm cho thấy TTCK có mối tương quan âm so với các thay đổi trong lãi suất, điều này phù hợp với các nghiên cứu và lý thuyết trên thế giới, tuy nhiên hệ số p-value một lần lại phủ định tính ý nghĩa của biến số này, theo đó, lãi suất TPCP kỳ hạn 1 năm không có ảnh hưởng nhiều đến TTCK của Việt Nam. Kết quả này dường như xuất phát từ nhiều nguyên nhân, trong đó nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ việc Việt Nam hiện nay chưa được tự do hóa lãi suất, công cụ điều hành lãi suất của NHNN không có được sự linh hoạt cũng như độc lập do đó chưa phản ánh chính xác những thông tin thực của chính sách tiền tệ, trong khi TTCK lại hấp thụ rất nhanh các thông tin này. Một nguyên nhân khác cũng có thể là do lãi suất TPCP dường như không phải là đại diện tốt khi phân tích mối quan hệ giữa lãi suất và TTCK, việc sử dụng lãi suất lãi suất vay thực dự kiến sẽ đem lại kết quả tốt hơn, tuy nhiên các số liệu này thường không được công bố chính thức nên gây khó khăn trong việc tập hợp để kiểm định. Tuy nhiên trong nghiên cứu của Ms Hải Lý về tỷ suất sinh lợi của TTCK Việt Nam, việc sử dụng số liệu lãi suất đi vay thực cũng không có mang lại ý nghĩa thống kê khi kiểm định. 3.4.6 Ảnh hưởng của giá dầu thế giới đến TTCK VN: Như đã được phân tích ở chương II, giá dầu tăng cao luôn là nguyên nhân của những cuộc bán tháo trên TTCK. Ở TTCK Việt Nam, sự tăng giảm của giá xăng dầu tuy cũng có những ảnh hưởng nhất định đến TTCK nhưng chưa thật sự rõ nét. Giá xăng ở Việt Nam đặc biệt có tính nhạy cảm khá cao, khi xăng tăng, trong khoảng thời gian ngắn sẽ nhanh chóng kéo theo giá cả của nhiều mặt hàng thiết yếu khác đi lên, đối với một quốc gia với gần 60% dân số còn có đời sống khó khăn, đây là tác động giáng mạnh 38 lên mức sống của họ, do đó họ sẽ đòi hỏi mức lương cao hơn, giá bán hàng hóa cao hơn,… làm cho chỉ số CPI tăng lên nhanh chóng. Chưa nói đến việc lạm phát sẽ đi lên đến mức nào, ảnh hưởng ra sao đến các DN và NĐT, việc người dân cần nhiều tiền hơn cho sinh hoạt , đi lại hay việc đầu tư chuyển sang vàng và USD cũng đủ khiến dòng tiền chảy vào thị trường bị thu hẹp đáng kể. ( Nguồn: tonto.eia.doe.gov/pet ) Kết quả hồi quy mối quan hệ giữa hai biến như sau: Variable Coefficient t-Statistic P-value R_DAU 0.103273 0.851018 0.3972 Với giá trị p-value = 0.39, mô hình cho thấy mối quan hệ giữa giá dầu thế giới và TSSL của TTCK Việt Nam là đồng biến, tuy nhiên mối quan hệ này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Kết quả này hầu như không gây nhiều bất ngờ, trong nghiên cứu trước đây của GS Narayan – đại học RMIT ( Úc ) về sự liên kết giữa giá dầu với VN- Index cũng cho thấy mối tương quan dương ( có ý nghĩa thống kê – mẫu từ T7/2000- T6/2008 ). Theo GS, giá dầu thế giới không gây ra tác động trái chiều lên VN-Index là 200 250 300 350 400 450 500 550 600 650 30 40 50 60 70 80 90 100 110 giá dầu VN-Index 39 do thị trường xăng dầu nội địa của Việt Nam hiện chưa được điều chỉnh linh hoạt theo giá thế giới, giá xăng dầu trong nước phụ thuộc nhiều vào các chính sách kiềm chế lạm phát và độ lớn của quỹ bình ổn Chính phủ. Thứ hai, theo ông, TTCK Việt Nam gần như là sân chơi của tầng lớp trung-thượng lưu, sự thay đổi trong giá xăng dầu hầu như ít tác động đến hành vi đầu tư của các tầng lớp này. Tuy nhiên, với các cú sốc lớn trong điều chỉnh giá ( chẳng hạn những điều chỉnh tăng 20-30% )cũng làm tiêu cực đến TTCK nhưng