Khóa luận tốt nghiệp: Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam

ĐẠI HỌC HUẾ

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ

KHOA KẾ TOÁN - TÀI CHÍNH

..........

KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC AÛNH HÖÔÛNG CUÛA LAÕI SUAÁT, TYÛ GIAÙ HOÁI ÑOAÙI

VAØ LAÏM PHAÙT ÑEÁN GIAÙ COÅ PHIEÁU TREÂN THÒ TRÖÔØNG

CHÖÙNG KHOAÙN VIEÄT NAM

Giảng viên hướng dẫn ThS. NGUYỄN VIỆT ĐỨC

Sinh viên thực hiện NGUYỄN THỊ HỒNG THỦY Lớp: K44B TCNH Niên khóa: 2010-2014

Huế, tháng 5 năm 2014

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Lời Cảm Ơn

Trải qua 4 năm học trên giảng đường Đại học Kinh tế Huế, nhờ sự tận tụy, nhiệt huyết truyền đạt kiến thức mà Quý thầy cô giáo dành cho sinh viên của mình, tôi đã có được một hành trang vững chắc để chuẩn bị bước vào đời. Sau hơn 3 tháng thực tập và nghiên cứu, luận văn tốt nghiệp của tôi đã được hoàn thành. Ngoài sự nỗ lực cố gắng của bản thân, tôi còn nhận được sự giúp đỡ, khích lệ rất nhiều từ phía nhà trường, thầy cô, gia đình, bạn bè và cơ quan thực tập.

Trước hết, với tấm lòng kính trọng và biết ơn sâu sắc, tôi – xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Quý thầy cô giáo trường Đại học Kinh tế Huế, trong đó có các giảng viên của khoa Kế toán Tài chính đã dạy bảo tận tình, trang bị những kiến thức quý báu và những kỹ năng hữu ích cho tôi trong quá trình học tập. Đặc biệt, tôi muốn gửi lời cảm ơn chân thành nhất đến thầy giáo Ths. Nguyễn Việt Đức, người đã tận tình hướng dẫn và luôn giúp đỡ tôi trong suốt thời gian thực hiện khóa luận này.

Tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến Ban Giám Đốc, cùng tập thể cán bộ công nhân viên tại Ngân hàng Nhà nước Chi nhánh tỉnh Thừa Thiên Huế đã nhiệt tình hướng dẫn, giúp đỡ, tạo mọi điều kiện thuận lợi nhất trong suốt thời gian tôi thực tập tại Ngân hàng.

Cuối cùng, tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến gia đình cùng với tất cả bạn bè đã luôn động viên, quan tâm tôi rất nhiều trong thời gian vừa qua.

Do thời gian thực hiện cũng như năng lực bản thân còn hạn chế nên đề tài không tránh khỏi những thiếu sót. Tôi kính mong nhận được sự góp ý từ phía Quý thầy cô giáo và các bạn để bài khóa luận được hoàn thiện hơn.

Một lần nữa, tôi xin gửi lời cảm ơn chân thành đến tất cả

mọi người!

Huế, tháng 5 năm 2014 i

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Sinh viên thực hiện Nguyễn Thị Hồng Thủy

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH ii

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

TTCK : Thị trường chứng khoán

TPCP : Trái phiếu Chính phủ

SGDCK : Sở giao dịch chứng khoán

TP : Thành phố

NHNN : Ngân hàng Nhà nước

NHTM : Ngân hàng thương mại

: (Consumer Price Index) Chỉ số giá tiêu dùng CPI

: (Ordinary Least Square) Phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS

ADF : Kiểm định Augmented Dickey – Fuller

VECM : (Vecto Error Correction Model) Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số

: Kiểm định Jacque – Bera JB

: Kiểm định Breusch - Godfrey BG

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH iii

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

DANH MỤC BẢNG

Bảng 1.1. Bảng tóm tắt kỳ vọng tác động của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đến

giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam ................................................................................20

Bảng 2.1. Các biến sử dụng trong mô hình ...................................................................21

Bảng 3.1. Biên độ dao động tỷ giá giai đoạn 2006 – 2008 ...........................................35

Bảng 4.1. Kết quả thống kê mô tả cho các chuỗi số liệu trong nghiên cứu ..................47

Bảng 4.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) cho các chuỗi số liệu

trong nghiên cứu ............................................................................................................49

Bảng 4.3. Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình ............................................................50

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng tích hợp..................................................................51

Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mô hình trong ngắn hạn .................................................53

Bảng 4.6. Kết quả kiểm định tính dừng (ADF) của phần dư ........................................54

Bảng 4.7. Kết quả kiểm định tính tự tương quan của phần dư......................................55

Bảng 4.8. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi ..............................................55

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH iv

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

DANH MỤC HÌNH

Hình 1.1. Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đến

giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam ................................................................................19

Hình 3.1. Biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm giai đoạn 2006 – 2014 ..................31

Hình 3.2. Diễn biến lạm phát – lãi suất (2009 – 2012) và Chính sách lãi suất điều hành

của Việt Nam (2010 – 2012) .........................................................................................33

Hình 3.3. Diễn biến tỷ giá bình quân liên ngân hàng giai đoạn 2006 - 2007................34

Hình 3.4. Diễn biến tỷ giá USD/VND năm 2008 và năm 2009 ....................................36

Hình 3.5. Diễn biến tỷ giá từ năm 2008 đến 2011 ........................................................37

Hình 3.6. Diễn biến tỷ giá bình quân liên ngân hàng giai đoạn 2010 - 2014................38

Hình 3.7. Lạm phát Việt Nam hàng năm giai đoạn 2004 – 2013..................................39

Hình 3.8. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 1/2006 – 12/2006 ...................39

Hình 3.9. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 1/2007 – 6/2008 .....................40

Hình 3.10. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2008 – 6/2010 ...................41

Hình 3.11. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2010 – 6/2011 ...................42

Hình 3.12. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2011 – 3/2014 ...................43

Hình 4.1. Kết quả kiểm định JB của sai số ngẫu nhiên .................................................55

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH v

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

MỤC LỤC

Lời cảm ơn.......................................................................................................................i

Danh mục các chữ viết tắt........................................................................................... iii

Danh mục bảng .............................................................................................................iv

Danh mục hình...............................................................................................................v

Mục lục ..........................................................................................................................vi

Tóm tắt đề tài nghiên cứu ......................................................................................... viii

PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ ................................................................................................1

1. Tính cấp thiết của đề tài...........................................................................................1

2. Mục tiêu nghiên cứu ................................................................................................2

3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu ...........................................................................2

4. Phương pháp nghiên cứu .........................................................................................3

5. Kết cấu của đề tài.....................................................................................................3

PHẦN II: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU..............................................4

CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ CƠ SỞ LÝ LUẬN VÀ CƠ SỞ THỰC TIỄN ......4

1.1. Cơ sở lý luận.........................................................................................................4

1.1.1. Giới thiệu chung về chứng khoán và thị trường chứng khoán ......................4

1.1.1.1. Các khái niệm .........................................................................................4

1.1.1.2. Đặc điểm cơ bản của chứng khoán.........................................................5

1.1.2. Những vấn đề cơ bản về lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát.......................5

1.1.2.1. Khái niệm lãi suất, trái phiếu Chính phủ và lãi suất trái phiếu Chính

phủ .......................................................................................................................5

1.1.2.2. Khái niệm và phân loại tỷ giá hối đoái...................................................6

1.1.2.3. Khái niệm và phân loại lạm phát............................................................8

1.1.2.4. Vai trò của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đối với nền kinh tế......8

1.1.3. Tác động của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát lên giá cổ phiếu trên thị

trường chứng khoán.................................................................................................9

1.1.3.1. Tác động của lãi suất ..............................................................................9

1.1.3.2. Tác động của tỷ giá...............................................................................11

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH vi

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

1.1.3.3. Tác động của lạm phát..........................................................................12

1.2. Cơ sở thực tiễn....................................................................................................14

1.2.1. Thực tiễn nghiên cứu về ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán ở nước ngoài.................................14

1.2.2. Thực tiễn nghiên cứu về ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán ở Việt Nam ...................................16

1.2.3. Nhận xét chung về các kết quả nghiên cứu trước........................................18

1.3. Mô hình sử dụng nghiên cứu..............................................................................19

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ NGUỒN DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP

NGHIÊN CỨU .............................................................................................................21

2.1. Dữ liệu nghiên cứu .............................................................................................21

2.2. Phương pháp nghiên cứu ....................................................................................22

2.2.1. Chuỗi thời gian ............................................................................................22

2.2.1.1. Khái niệm .............................................................................................22

2.2.1.2. Một số đặc trưng của số liệu chuỗi thời gian .......................................22

2.2.2. Tính dừng của chuỗi thời gian.....................................................................23

2.2.2.1. Khái niệm .............................................................................................23

2.2.2.2. Hậu quả của chuỗi không dừng ............................................................23

2.2.2.3. Nhiễu trắng ...........................................................................................24

2.2.2.4. Biến đổi chuỗi không dừng thành chuỗi dừng .....................................24

2.2.3. Một số khái niệm liên quan tới mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM ...25

2.2.3.1. Bậc tích hợp..........................................................................................25

2.2.3.2. Đồng tích hợp (Cointergration) ............................................................25

2.2.3.3. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM ..............................................26

2.2.4. Phương pháp ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM ..............27

2.2.4.1. Kiểm định tính dừng.............................................................................27

2.2.4.2. Xác định độ trễ tối ưu ...........................................................................28

2.2.4.3. Kiểm định đồng tích hợp .....................................................................29

2.2.4.4. Phương pháp ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM .......30

2.2.5. Kiểm định sự phù hợp của mô hình ............................................................30

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH vii

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

CHƯƠNG 3: TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG CỦA LÃI SUẤT, TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI, LẠM

PHÁT VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM .........................................31

3.1. Tình hình biến động của lãi suất trái phiếu Chính phủ ......................................31

3.2. Tình hình biến động của tỷ giá hối đoái .............................................................34

3.3. Tình hình biến động của lạm phát ......................................................................38

3.3.1. Giai đoạn 1 (1/2006 – 12/2006): Lạm phát cao cùng với chính sách nới

lỏng tài khóa, tín dụng. ..........................................................................................39

3.3.2. Giai đoạn 2 (1/2007 – 6/2008): Lạm phát cao kỷ lục và thắt chặt tiền tệ ...40

3.3.3. Giai đoạn 3 (7/2008 – 6/2010): Lạm phát được kiểm soát..........................41

3.3.4. Giai đoạn 4 (7/2010 – 6/2011): Lạm phát tăng cao trở lại ..........................42

3.3.5. Giai đoạn 5 (7/2011 – 1/2014): Lạm phát được kiểm soát ở mức thấp ......43

3.4.Tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam ......................................................43

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC

NHÂN TỐ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN

VIỆT NAM...................................................................................................................47

4.1. Kết quả nghiên cứu.............................................................................................47

4.1.1. Phân tích thống kê mô tả .............................................................................47

4.1.2. Kết quả kiểm định tính dừng và bậc tích hợp .............................................48

4.1.3. Xác định độ trễ tối ưu ..................................................................................50

4.1.4. Kiểm định đồng tích hợp .............................................................................50

4.1.5. Mô hình quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu ..........................52

4.1.6. Mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến nghiên cứu...............................52

4.1.6.1. Xác định mô hình .................................................................................52

4.1.6.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình .....................................................54

4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu ............................................................................56

4.2.1. Mô hình trong dài hạn .................................................................................56

4.2.2. Mô hình trong ngắn hạn ..............................................................................58

PHẦN III: KẾT LUẬN ...............................................................................................60

1. Kết quả đạt được....................................................................................................60

2. Hạn chế và hướng phát triển của đề tài .................................................................60

3. Khuyến nghị ..........................................................................................................62

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ...................................................................64

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH viii

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

TÓM TẮT ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

Đề tài nghiên cứu thực nghiệm sự ảnh hưởng của lãi suất trái phiếu Chính phủ

(TPCP) kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái (USD/VND) và lạm phát đến giá cổ phiếu trên

thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam. Mẫu dữ liệu quan sát từ tháng 1/2006 đến

tháng 1/2014 được kiểm tra tính dừng bằng phương pháp kiểm định Augmented

Dickey – Fuller (ADF). Kết quả chỉ ra rằng tất cả các biến là tích hợp bậc 1, được xác

nhận tồn tại trạng thái cân bằng trong dài hạn trên nền tảng của phương pháp kiểm

định đồng tích hợp của Johansen và Juselius (1990). Kết quả này chỉ ra trong dài hạn

lãi suất TPCP và lạm phát tác động tỷ lệ nghịch đến giá cổ phiếu, còn tỷ giá hối đoái

tác động tỷ lệ thuận đến giá cổ phiếu. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số (VECM – Vecto

Error Correction Model) cung cấp một bằng chứng rằng trong dài hạn trạng thái cân

bằng sẽ được thiết lập sau khoảng thay đổi trong ngắn hạn. Bên cạnh đó, mô hình ước

lượng này còn cho thấy trong ngắn hạn tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở thời kỳ này chỉ

chịu tác động của biến động tỷ giá hối đoái với độ trễ 1 và 2 tháng. Một loạt các kiểm

định được thực hiện sau đó để kiểm tra sự phù hợp của mô hình. Từ đó đưa ra những

khuyến nghị cho các nhà đầu tư, các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu, Ngân hàng

Nhà nước (NHNN) và các nhà điều hành kinh tế vĩ mô.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH ix

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ

1. Tính cấp thiết của đề tài

Sự ra đời của TTCK Việt Nam được đánh dấu bằng việc đưa vào vận hành

Trung tâm giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh ngày 20/07/2000 và thực hiện

phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28/07/2000, đã thể hiện sự nỗ lực lớn của Đảng và

Nhà nước ta nhằm thúc đẩy tiến trình đổi mới nền kinh tế và hội nhập kinh tế quốc tế

của Việt Nam, từ đó đánh dấu một bước tiến rõ nét trong quá trình xây dựng đồng bộ

và hoàn thiện thị trường tài chính. Đây là sự kiện có ý nghĩa quan trọng đối với nền

kinh tế, mở ra một kênh huy động vốn trung và dài hạn mới bên cạnh hệ thống ngân

hàng. Nó là chiếc cầu nối giữa một bên là nhà đầu tư bao gồm các tổ chức kinh tế - xã

hội và đông đảo quần chúng có nguồn vốn nhàn rỗi với một bên là các doanh nghiệp

cần vốn và Nhà nước cần tiền để thỏa mãn các nhu cầu chung của nền kinh tế.

Sau gần 15 năm hoạt động, TTCK Việt Nam đã có những bước phát triển nhanh

chóng, là kênh huy động vốn hiệu quả cho các doanh nghiệp và luân chuyển vốn mới

phục vụ công cuộc công nghiệp hóa hiện đại hóa đất nước, trở thành tâm điểm thu hút

sự chú ý của rất nhiều người, tạo tính thanh khoản cho các chứng khoán, đánh giá hoạt

động của doanh nghiệp, tạo môi trường giúp cho chính phủ thực hiện các chính sách vĩ

mô. Giá cổ phiếu trở thành một trong những thước đo quan trọng thể hiện sức khỏe

của nền kinh tế hiện đại; và hoạt động đầu tư vào loại chứng khoán này cũng trở nên

hết sức hấp dẫn đối với các nhà đầu tư, từ các tổ chức chuyên nghiệp cho đến các cá

nhân nghiệp dư nhỏ lẻ. Tuy nhiên, TTCK Việt Nam vẫn còn quá non trẻ và ẩn chứa

bên trong nhiều biến động, do đó đầu tư vào cổ phiếu cũng mang lại không ít rủi ro

cho các nhà đầu tư, đặc biệt là những người mới tham gia vào thị trường hay những

nhà đầu tư theo hình thức đám đông, chưa có nhiều kiến thức về lĩnh vực chứng

khoán. Hơn nữa, trong những năm gần đây, sự biến động của các nhân tố trong môi

trường kinh tế vĩ mô như lãi suất, tỷ giá và lạm phát; cũng như sự suy giảm tăng

trưởng kinh tế bởi ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế toàn cầu đã làm TTCK có

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 1

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

nhiều biến động, đặc biệt là giá cổ phiếu có những phiên thay đổi thất thường. Khi đó,

không thể chỉ dựa vào những phỏng đoán của giới chuyên môn hay đầu tư theo “tâm

lý bầy đàn” mà phải có cái nhìn sâu sắc hơn, nhận định rõ ràng hơn. Bằng cách xem

xét kỹ lưỡng những tác động của các biến vĩ mô khi định giá cổ phiếu trước khi quyết

định lựa chọn mã chứng khoán vào danh mục của mình, nhà đầu tư sẽ có thể thu được

suất sinh lợi cao với mức rủi ro chấp nhận được.

Mặc dù sự thay đổi của lãi suất, tỷ giá và lạm phát là ba nhân tố quan trọng ảnh

hưởng đến giá cổ phiếu trên TTCK, nhưng có rất ít nghiên cứu trong nước kiểm định,

đo lường mối quan hệ này. Hầu hết các nghiên cứu trong nước đều tập trung phân tích

độ biến động lãi suất, tỷ giá, lạm phát và ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô khác đến

TTCK dựa trên phương pháp hồi quy bội đơn giản. Trong khi đó, nhiều đề tài nghiên

cứu nước ngoài đã nghiên cứu về mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

với giá cổ phiếu ở các thị trường khác nhau trên thế giới với nhiều phương pháp khác

nhau, đặc biệt là phương pháp xử lý chuỗi dữ liệu qua thời gian. Nhận thấy tính thực

tiễn nghiên cứu, tôi đã quyết định chọn đề tài: “Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối

đoái và lạm phát đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam”.

2. Mục tiêu nghiên cứu

 Đánh giá tình hình biến động của lãi suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát và TTCK từ

năm 2006 đến nay.

 Nghiên cứu ảnh hưởng trong ngắn hạn và dài hạn của các nhân tố lãi suất, tỷ giá

hối đoái và lạm phát đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam.

3. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

 Đề tài tập trung nghiên cứu tác động của lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm, tỷ giá

bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng và lạm phát đến giá cổ phiếu và

chứng chỉ quỹ niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán (SGDCK) TP. Hồ Chí Minh

thông qua chỉ số VN-Index.

 Dữ liệu nghiên cứu được thu thập, xử lý, tính toán và phân tích trong giai đoạn

1/1/2006 đến 31/1/2014.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 2

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

4. Phương pháp nghiên cứu

Trình bày kỹ ở Chương 2.

5. Kết cấu của đề tài

Nội dung của đề tài nghiên cứu gồm có 3 phần lớn:

 Phần 1: Đặt vấn đề

 Phần 2: Nội dung và kết quả nghiên cứu. Phần này sẽ được chia thành 4 chương

chính, như sau:

 Chương 1: Tổng quan về cơ sở lý luận và cơ sở thực tiễn.

 Chương 2: Tổng quan về nguồn dữ liệu và phương pháp nghiên cứu.

 Chương 3: Tình hình biến động của lãi suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát và

thị trường chứng khoán Việt Nam.

 Chương 4: Kết quả nghiên cứu về sự ảnh hưởng của các nhân tố đến giá

cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam.

 Phần 3: Kết luận

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 3

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

PHẦN II: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ CƠ SỞ LÝ LUẬN

VÀ CƠ SỞ THỰC TIỄN

1.1. Cơ sở lý luận

1.1.1. Giới thiệu chung về chứng khoán và thị trường chứng khoán

1.1.1.1. Các khái niệm

 Chứng khoán

Theo Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật Chứng khoán (2010), “Chứng

khoán là bằng chứng xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở hữu đối với tài

sản hoặc phần vốn của tổ chức phát hành. Chứng khoán được thể hiện dưới hình thức

chứng chỉ, bút toán ghi sổ hoặc dữ liệu điện tử, bao gồm các loại sau đây:

a) Cổ phiếu, trái phiếu, chứng chỉ quỹ;

b) Quyền mua cổ phần, chứng quyền, quyền chọn mua, quyền chọn bán,

hợp đồng tương lai, nhóm chứng khoán hoặc chỉ số chứng khoán;

c) Hợp đồng góp vốn đầu tư;

d) Các loại chứng khoán khác do Bộ Tài chính quy định.”

 Cổ phiếu

Theo khoản 2 Điều 6 Luật Chứng khoán (2006), “Cổ phiếu là loại chứng khoán

xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp của người sở hữu đối với một phần vốn cổ phần

của tổ chức phát hành.”

 Thị trường chứng khoán

Thị trường chứng khoán trong điều kiện của nền kinh tế hiện đại, được quan

niệm là nơi diễn ra các hoạt động giao dịch mua bán các loại giấy tờ có giá, các chứng

khoán một cách có tổ chức trong một hệ thống luật chặt chẽ. Việc mua bán này được

tiến hành ở thị trường sơ cấp khi người mua mua được chứng khoán lần đầu từ những

người phát hành, và ở những thị trường thứ cấp khi có sự mua đi bán lại các chứng

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 4

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

khoán đã được phát hành ở thị trường sơ cấp. Như vậy, xét về mặt hình thức, TTCK

chỉ là nơi diễn ra các hoạt động trao đổi, mua bán, chuyển nhượng các loại chứng

khoán, qua đó thay đổi chủ thể nắm giữ chứng khoán.

1.1.1.2. Đặc điểm cơ bản của chứng khoán

 Tính thanh khoản (tính lỏng): Tính lỏng của tài sản là khả năng chuyển đổi tài

sản đó thành tiền mặt tại mức giá gần với giá hợp lý thị trường. Khả năng này cao hay

thấp phụ thuộc vào khoảng thời gian chuyển đổi và rủi ro của việc giảm sút giá trị của

tài sản đó do chuyển đổi.

 Tính sinh lời: Là thu nhập được đảm bảo bằng lợi tức được phân chia hằng năm

và việc tăng giá chứng khoán trên thị trường. Khả năng sinh lời bao giờ cũng quan hệ

chặt chẽ với rủi ro của tài sản theo nguyên lý “mức độ chấp nhận rủi ro càng cao thì lợi

nhuận kỳ vọng càng lớn”.

 Tính rủi ro: Rủi ro là sự chênh lệch giữa lợi nhuận kỳ vọng và lợi nhuận thực tế,

hoặc là mức độ xác suất mà một tài sản có thể tăng hoặc giảm giá trị. Giá trị của chứng

khoán chịu tác động lớn của hai loại rủi ro là rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống.

1.1.2. Những vấn đề cơ bản về lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

1.1.2.1. Khái niệm lãi suất, trái phiếu Chính phủ và lãi suất trái phiếu Chính phủ

 Lãi suất

Lãi suất là giá cả của quyền sử dụng một đơn vị vốn vay trong một đơn vị thời

gian nhất định (ngày, tuần, tháng hay năm). Khác với giá cả hàng hóa, lãi suất không

được biểu diễn dưới dạng số tuyệt đối mà dưới dạng tỷ lệ phần trăm (%). Lãi suất cũng

được xem là tỷ suất sinh lời mà người chủ sở hữu thu được từ khoản vốn vay.

 Trái phiếu Chính phủ

Trái phiếu Chính phủ là một loại chứng khoán nợ, do Chính phủ phát hành, có

thời hạn, có mệnh giá, có lãi, xác nhận nghĩa vụ trả nợ của Chính phủ đối với người sở

hữu trái phiếu. Những trái phiếu này được phát hành nhằm bù đắp sự thiếu hụt ngân

sách Nhà nước, đầu tư xây dựng các công trình, dự án trọng điểm hoặc để thực hiện

các chương trình mục tiêu của Chính phủ.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 5

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

TPCP có nhiều loại khác nhau, nếu căn cứ vào kỳ hạn và mục đích phát hành

thì TPCP được chia thành: tín phiếu kho bạc, trái phiếu kho bạc, trái phiếu ngoại tệ và

công trái xây dựng Tổ quốc.

 Lãi suất trái phiếu Chính phủ

Theo Vương Quân Hoàng (2011), “Lãi suất trái phiếu Chính phủ là lãi suất của

khoản đầu tư vào trái phiếu Chính phủ được công bố trên thị trường hoặc được ngầm

hiểu từ giá trị thị trường hiện tại”. Do TPCP thường được coi là loại chứng khoán có

tính thanh khoản cao và không có rủi ro thanh toán bởi Chính phủ có thể tăng thuế

hoặc in thêm tiền mặt để chi trả trái phiếu đáo hạn, lãi suất của loại trái phiếu này được

xem là lãi suất chuẩn để làm căn cứ ấn định lãi suất của các công cụ nợ khác có cùng

kỳ hạn. Tuy nhiên, vì tính rủi ro thấp này, lãi suất TPCP thấp hơn so với nhiều khoản

đầu tư khác.

1.1.2.2. Khái niệm và phân loại tỷ giá hối đoái

 Khái niệm

Theo Nguyễn Văn Tiến (2009): Tỷ giá hối đoái là giá đơn vị tiền tệ của một

nước được biểu hiện bằng đồng tiền của nước khác, là hệ số quy đổi của một đồng tiền

này sang một đồng tiền khác. Về nội dung, tỷ giá hối đoái là một phạm trù kinh tế, bắt

nguồn từ nhu cầu trao đổi hàng hóa, dịch vụ, phát sinh trực tiếp từ tiền tệ và quan hệ

tiền tệ giữa các quốc gia. Tỷ giá một mặt phản ánh sức mua của đồng nội tệ, mặt khác

thể hiện cung cầu ngoại hối.

 Phân loại

Căn cứ vào nghiệp vụ kinh doanh ngoại hối:

 Tỷ giá mua vào: Là tỷ giá mà tại đó ngân hàng yết giá sẵn sàng mua vào đồng

tiền yết giá.

 Tỷ giá bán ra: Là tỷ giá mà tại đó ngân hàng yết giá sẵn sàng bán ra đồng tiền

yết giá.

 Tỷ giá cơ sở (giao ngay): Là tỷ giá được hình thành theo quan hệ cung - cầu

trực tiếp trên thị trường ngoại hối, được thỏa thuận ngày hôm nay, và việc thanh toán

xảy ra sau hai ngày làm việc tiếp theo.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 6

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

 Tỷ giá phái sinh: Bao gồm các tỷ giá áp dụng cho các hợp đồng Kỳ hạn, Hoán

đổi, Tương lai và Quyền chọn. Tỷ giá này được hình thành từ các thông số có sẵn trên

thị trường; được thỏa thuận ngày hôm nay, nhưng việc sử dụng thanh toán xảy ra sau

đó từ ba ngày làm việc trở lên.

 Tỷ giá mở cửa: Là tỷ giá áp dụng cho hợp đồng giao dịch đầu tiên trong ngày.

 Tỷ giá đóng cửa: Là tỷ giá áp dụng cho hợp đồng cuối cùng được giao dịch

trong ngày.

 Tỷ giá chéo: Là tỷ giá giữa hai đồng tiền được suy ra từ đồng tiền thứ ba.

 Tỷ giá chuyển khoản: Tỷ giá chuyển khoản áp dụng cho các giao dịch mua bán

ngoại tệ là các khoản tiền gửi tại ngân hàng.

 Tỷ giá tiền mặt: Tỷ giá tiền mặt áp dụng cho ngoại tệ tiền kim loại, tiền giấy,

séc du lịch và thẻ tín dụng.

 Tỷ giá điện hối: Là tỷ giá chuyển ngoại hối bằng điện.

 Tỷ giá thư hối: Là tỷ giá chuyển ngoại hối bằng thư.

Căn cứ vào cơ chế điều hành chính sách tỷ giá:

 Tỷ giá chính thức (ở Việt Nam ngày nay là tỷ giá giao dịch bình quân trên thị

trường ngoại tệ liên ngân hàng): Là tỷ giá do Ngân hàng Trung ương công bố, được áp

dụng để tính thuế xuất nhập khẩu và một số hoạt động khác liên quan đến tỷ giá chính

thức. Ngoài ra, ở Việt Nam tỷ giá chính thức còn là cơ sở để các ngân hàng thương

mại (NHTM) xác định giá kinh doanh trong biên độ cho phép.

 Tỷ giá chợ đen: Là tỷ giá được hình thành bên ngoài hệ thống ngân hàng, do

quan hệ cung cầu trên thị trường chợ đen quyết định.

 Tỷ giá cố định: Là tỷ giá do Ngân hàng Trung ương công bố trong một biên độ

dao động hẹp. Dưới áp lực cung cầu của thị trường, để duy trì tỷ giá cố định, buộc

Ngân hàng Trung ương phải thường xuyên can thiệp, do đó làm cho dự trữ ngoại hối

quốc gia thay đổi.

 Tỷ giá thả nổi hoàn toàn: Là tỷ giá được hình thành hoàn toàn theo quan hệ

cung cầu trên thị trường, Ngân hàng Trung ương không hề can thiệp.

 Tỷ giá thả nổi có điều tiết: Là tỷ giá được thả nổi, nhưng Ngân hàng Trung

ương tiến hành can thiệp để tỷ giá biến động theo hướng có lợi cho nền kinh tế.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 7

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

1.1.2.3. Khái niệm và phân loại lạm phát.

 Khái niệm

Lạm phát là hiện tượng giá cả tăng nhanh và liên tục trong một thời gian dài.

 Phân loại

Căn cứ vào mức độ, lạm phát được phân thành các loại sau:

 Lạm phát vừa phải: Xảy ra khi tốc độ tăng giá ở mức một con số (dưới

10%/năm). Trong điều kiện lạm phát vừa phải, giá cả tăng chậm, thường xấp xỉ bằng

mức tăng tiền lương. Do đó, giá trị tiền tệ tương đối ổn định, tạo thuận lợi cho môi

trường kinh tế xã hội. Tác hại của lạm phát vừa phải là không đáng kể.

 Lạm phát phi mã: Xảy ra khi giá cả tăng nhanh, ở mức hai, ba con số như 50%,

100%, 200%/năm. Trong điều kiện lạm phát phi mã, sản xuất không phát triển, hệ

thống tài chính bị suy tàn.

 Siêu lạm phát: Xảy ra khi tốc độ tăng giá vượt xa mức lạm phát phi mã, có thể

lên tới hàng ngàn lần. Siêu lạm phát có sức phá hủy mạnh toàn bộ hoạt động của nền

kinh tế và đi kèm là suy thoái kinh tế nghiêm trọng.

1.1.2.4. Vai trò của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đối với nền kinh tế

Lãi suất là một trong những biến số được quan tâm chặt chẽ nhất trong nền kinh

tế bởi vai trò rất quan trọng của nó đến sự ổn định và phát triển kinh tế. Thứ nhất, lãi

suất là công cụ quản lý vĩ mô của Nhà nước. Sự biến động của lãi suất trong quá trình

điều chỉnh của NHNN tác động đến nhiều mặt của nền kinh tế như huy động vốn, đầu

tư, tiêu dùng, tiết kiệm, tỷ giá, lạm phát,… qua đó ảnh hưởng trực tiếp đến các mục

tiêu kinh tế vĩ mô của đất nước. Do đó, chính sách tiền tệ của NHNN sử dụng lãi suất

như là một công cụ quan trọng để điều chỉnh và can thiệp vào thị trường, khắc phục

những yếu kém của nền kinh tế. Thứ hai, lãi suất là nhân tố quan trọng quyết định kết

quả hoạt động kinh doanh của NHTM và khách hàng. Lãi suất hợp lý sẽ là đòn bẩy

quan trọng thúc đẩy sản xuất lưu thông, hàng hóa phát triển và ngược lại. Ngoài ra, lãi

suất là công cụ đo lường tình trạng của nền kinh tế. Thông qua sự biến động của lãi

suất, chúng ta có thể thấy được nền kinh tế đang phát triển hay suy thoái, đồng thời dự

báo được tình hình kinh tế trong tương lai.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 8

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Tỷ giá hối đoái và chính sách tỷ giá là các công cụ vĩ mô chủ yếu để điều tiết

cán cân thương mại quốc tế theo mục tiêu đã định trước của một số quốc gia và là

nhân tố nhạy cảm, hấp thu mọi tác động từ các biến số kinh tế vĩ mô khác. Một tỷ giá

phù hợp sẽ góp phần thu hút đầu tư từ bên ngoài, kể cả đầu tư trực tiếp và gián tiếp, sẽ

tạo hiệu ứng trong việc điều chỉnh sự dịch chuyển các dòng vốn. Đặc biệt, sự thay đổi

của tỷ giá sẽ ảnh hưởng đến các lĩnh vực có thu chi ngoại tệ, và từ đó ảnh hưởng đến

toàn bộ nền kinh tế.

Lạm phát cũng là nhân tố đóng vai trò rất quan trọng trong điều hành chính

sách kinh tế của mỗi quốc gia. Nó tác động tích cực lẫn tiêu cực tới tốc độ tăng trưởng

kinh tế thông qua nhiều kênh khác nhau với mức độ ảnh hưởng tổng thể khác nhau,

phụ thuộc vào mức độ lạm phát và khả năng dự báo lạm phát. Trong đó, lạm phát vừa

phải được xem là giúp tăng trưởng kinh tế thông qua khuyến khích huy động vốn và

tăng tính linh hoạt tỷ giá. Tỷ lệ lạm phát thấp và ổn định có thể giúp bôi trơn thị

trường hàng hóa, lao động và tăng tính linh hoạt tương đối đối với giá cả; từ đó tạo ra

một trong những động lực mạnh nhất để giúp nền kinh tế đạt được mức tăng trưởng ổn

định.

1.1.3. Tác động của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát lên giá cổ phiếu trên thị

trường chứng khoán

1.1.3.1. Tác động của lãi suất

Lãi suất TPCP được xem là lãi suất chuẩn; những thay đổi dù là trong ngắn hạn

hay dài hạn của lãi suất này cũng đều ảnh hưởng đến lãi suất chiết khấu và TTCK.

Các nhà đầu tư trái phiếu thường theo dõi rất sát tình hình của nền kinh tế, và

lãi suất là nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến nền kinh tế. Các nhà đầu tư cổ phiếu

thường chỉ tập trung vào tình hình và triển vọng của công ty mình nắm giữ cổ phiếu,

tuy nhiên họ luôn cảnh giác với những thay đổi trong lãi suất. Theo lý thuyết về lượng

cầu tài sản, lượng cầu về một tài sản thường có tương quan thuận với sự gia tăng của

của cải; khi của cải tăng lên, lượng cầu về các loại tài sản khác nhau sẽ tăng theo

những mức độ khác nhau. Do đó, khi lãi suất thấp, nhiều nhà đầu tư trước đây đã mua

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 9

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

trái phiếu nhằm tìm kiếm sự an toàn thường có xu hướng bán trái phiếu để tìm kiếm

thu nhập cao hơn từ TTCK, ngược lại khi nhà đầu tư cảm nhận được là họ có thể nhận

được mức thu nhập cao hơn từ trái phiếu thì dòng tiền sẽ chảy ra khỏi TTCK.

Bên cạnh đó, lãi suất trái phiếu tăng thường đồng nghĩa với lãi suất chiết khấu

tăng và ngược lại. Khi lãi suất chiết khấu tăng, các ngân hàng sẽ tăng lãi suất cho vay

đối với khách hàng. Xét trong trường hợp các cá nhân vay tiền ngân hàng, khoản vốn

vay của họ lúc này sẽ có chi phí cao hơn, do đó họ phải tính toán và xem xét một cách

kĩ lưỡng khả năng thanh toán nợ và lãi vay để cuối cùng đưa ra các quyết định vay.

Điều này sẽ làm hạn chế mức vay nợ xuống nên hạn chế khả năng đầu tư của họ vào

cổ phiếu. Còn đối với các doanh nghiệp, họ còn chịu tác động nhiều hơn bởi họ cũng

cần vay tiền từ NHTM để duy trì hoạt động và mở rộng sản xuất. Một khi các khoản

vay trở nên đắt hơn thì các doanh nghiệp sẽ có tâm lý ngại vay tiền và thực tế thì họ

phải trả lãi suất cao hơn cho các khoản vay. Với một doanh nghiệp trong thời kỳ tăng

trưởng thì điều này có thể tác động nghiêm trọng, doanh nghiệp phải thu hẹp phạm vi

hoạt động và kết quả là lợi nhuận bị giảm sút. Một khi doanh nghiệp bị thị trường nhìn

thấy là sẽ cắt giảm các chi phí đầu tư tăng trưởng hoặc là doanh nghiệp đang tạo ra lợi

nhuận ít hơn vì chi phí vay nợ tăng cao hoặc là doanh thu sụt giảm do người tiêu dùng

thì dòng tiền tương lai được dự đoán sẽ giảm đi. Và hệ quả là giá cổ phần của doanh

nghiệp sẽ thấp xuống. Nếu số lượng doanh nghiệp trên TTCK có sự sụt giảm này đủ

lớn thì xét toàn bộ thị trường, chỉ số chứng khoán sẽ giảm.

Ngoài ra, lãi suất trong nước tăng cũng có tác dụng thu hút luồng ngoại tệ đổ

vào, gián tiếp giúp đồng nội tệ tăng giá và do vậy tác động làm giảm tỷ giá hối đoái.

Các doanh nghiệp xuất khẩu trong bối cảnh này sẽ gặp khó khăn do hàng hóa xuất

khẩu bị đắt lên, đồng thời trước đó đã chịu thêm chi phí vốn vay do lãi suất tăng. Hệ

quả là doanh thu và kỳ vọng về lợi nhuận tương lai của các doanh nghiệp này bị ảnh

hưởng, làm giá cổ phiếu doanh nghiệp trên thị trường sa sút. Còn đối với nhóm doanh

nghiệp phải nhập khẩu phần lớn nguyên liệu đầu vào cho sản xuất kinh doanh, thì bối

cảnh lãi suất tăng lại là lợi thế cho họ. Tuy nhiên, do ảnh hưởng của chi phí vốn vay

tăng lên, phần lợi thế này có nguy cơ bị triệt tiêu. Đối với một quốc gia mà chủ yếu

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 10

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

nguyên vật liệu được nhập từ nước ngoài, lãi suất tăng (với mức hợp lý) đôi khi cũng

là một yếu tố hỗ trợ cho TTCK. Nhìn chung, mặc dù thông thường có mối quan hệ

nghịch biến rõ rệt giữ lãi suất và giá cổ phiếu trên TTCK nhưng điều này không hẳn

luôn luôn đúng.

 Giả thiết 1: Lãi suất có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK.

1.1.3.2. Tác động của tỷ giá

Là một kênh huy động vốn chủ chốt trong nền kinh tế, TTCK huy động vốn từ

mọi nguồn để có dòng tiền đổ vào thị trường và dòng tiền từ các nhà đầu tư nước

ngoài cũng là một trong số đó. Đối với các nhà đầu tư nước ngoài khi đầu tư vào

TTCK trong nước, điều mà họ quan tâm hơn hết chính là tỷ giá, vì nó ảnh hưởng trực

tiếp đến dòng tiền đầu tư của họ. Họ sẽ tiến hành mua cổ phiếu khi đồng nội tệ của

quốc gia đó yếu vì chi phí để mua cổ phiếu sẽ ít hơn và bán ra khi đồng nội tệ của

quốc gia đó mạnh lên. Chẳng hạn nếu đồng Việt Nam tăng giá, dòng tiền mà các nhà

đầu tư nước ngoài khi chuyển sang đồng Việt Nam sẽ giảm ít hơn so với tỷ giá ban

đầu, làm giảm tỷ suất sinh lời dòng tiền đầu tư của họ. Lúc này, thay vì đầu tư vào

TTCK Việt Nam, họ sẽ đầu tư vào các quốc gia khác với tỷ giá làm cho giá trị dòng

tiền của họ cao hơn. Đây là một trong các yếu tố làm giảm giá của cổ phiếu trên

TTCK. Tuy nhiên, đây chỉ là sự so sánh dựa trên sự chênh lệch tỷ giá giữa hai quốc

gia. Thực tế cho thấy rằng mặc dù tỷ giá thấp hơn nhưng với môi trường chính trị ổn

định cũng làm cho họ xem xét đầu tư vào nước đó.

Đặc biệt, những dao động của tỷ giá có thể có những tác động đáng kể đến lợi ích

và giá trị của cả những công ty nội địa tham gia trao đổi, mua bán hàng hóa với thị trường

quốc tế và những công ty đa quốc gia. Nói cách khác, sự thay đổi của tỷ giá sẽ ảnh hưởng

đến những doanh nghiệp nhập khẩu và xuất khẩu nếu những người tham gia TTCK đánh

giá thành quả công ty qua thu nhập được báo cáo trong báo cáo tài chính.

Nếu đồng nội tệ tăng giá, hàng hóa trong nước sẽ đắt hơn hàng hóa nước ngoài

nên hoạt động xuất khẩu gặp khó khăn trong khi nhập khẩu lại gặp nhiều thuận lợi

hơn. Lợi nhuận của doanh nghiệp xuất khẩu giảm đi do dòng tiền ngoại tệ thu vào khi

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 11

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

chuyển sang nội tệ sẽ giảm đi rất nhiều, từ đó làm giá của cổ phiếu cũng giảm mạnh.

Bên cạnh đó, hàng ngoại tràn vào thị trường trong nước, nhu cầu dùng đồ ngoại tăng

lên. Điều này cũng làm cho lợi nhuận của các doanh nghiệp trong nước bị giảm đi, tỷ

suất sinh lợi cổ phiếu giảm xuống và không thu hút được nhiều nhà đầu tư. Trong khi

đó, những doanh nghiệp nhập khẩu máy móc, nguyên vật liệu với giá rẻ, chi phí sản

xuất giảm đi làm cho lợi nhuận tăng lên đáng kể. Lúc này, giá của những cổ phiếu

doanh nghiệp nhập khẩu lại tăng lên.

Trong tình huống ngược lại, nếu đồng nội tệ giảm giá, thì thuận lợi cho tình

hình xuất khẩu và kinh doanh trong nước, hàng nhập khẩu sẽ đắt hơn hàng nội địa và

nhu cầu sử dụng hàng sản xuất trong nước sẽ tăng lên. Lợi nhuận của những doanh

nghiệp sản xuất trong nước cũng vì thế tăng lên.

Như vậy, tác động của sự thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá cổ phiếu trên TTCK là

đồng biến hay nghịch biến phụ thuộc vào nhiều khía cạnh. Do đó, khá khó khăn để

đưa ra nhận xét về tình hình chung của giá cổ phiếu trên TTCK khi có sự biến động

của tỷ giá hối đoái. Nếu chỉ xét ở khía cạnh thương mại quốc tế, khi Việt Nam được

xem là nước khá nổi trội trong hoạt động nhập khẩu và áp dụng phương pháp yết giá

trực tiếp thì tỷ giá hối đoái sẽ có tác động nghịch đến giá cổ phiếu trên TTCK.

 Giả thiết 2: Tỷ giá hối đoái có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên

TTCK.

1.1.3.3. Tác động của lạm phát

Có ba cơ chế khiến cho lạm phát có thể ảnh hưởng mạnh đến cung cầu, hành vi

giao dịch chứng khoán và từ đó tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK.

Thứ nhất, lạm phát tăng làm tăng áp lực buộc nhà nước phải thực hiện chính

sách tín dụng thắt chặt như giảm hạn mức tín dụng, tăng dự trữ bắt buộc, tăng lãi suất

cơ bản và lãi suất chiết khấu ngân hàng, các điều kiện tín dụng khác cũng ngặt nghèo

hơn. Điều này sẽ ảnh hưởng đến các doanh nghiệp có quan hệ tín dụng với ngân hàng.

Chi phí trả lãi ngân hàng vẫn chiếm tỷ trọng lớn trong tổng chi phí của doanh nghiệp.

Lãi suất ngân hàng tăng luôn đồng nghĩa với lợi nhuận doanh nghiệp giảm. Hơn nữa,

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 12

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

các nhà đầu tư chứng khoán sẽ gặp khó khăn trong việc tiếp cận nguồn tín dụng, vì vậy

làm giảm đầu tư vào TTCK. Theo đó, giá của cổ phiếu niêm yết trên TTCK biến động

theo chiều hướng xấu đi.

Thứ hai, lạm phát ảnh hưởng gián tiếp đến TTCK thông qua tác động đến tình

hình sản xuất hàng hóa, dịch vụ của các doanh nghiệp nói chung và các doanh nghiệp

niêm yết nói riêng. Trước hết, căn cứ vào tính chất, lạm phát được phân thành hai loại

là lạm phát dự đoán trước được và lạm phát bất thường. Lạm phát tăng lên thường

đồng nghĩa với sự gia tăng của lạm phát bất thường. Do loại lạm phát này không thể

dự đoán được nên có ảnh hưởng rất lớn đến tâm lý, đời sống người dân và gây biến

động đối với nền kinh tế. Khi đó, người cho vay sẽ yêu cầu thêm một mức bù rủi ro

lạm phát để phòng ngừa những thiệt hại không dự kiến trước được của loại lạm phát

này đem lại. Điều này khiến chi phí vốn đầu vào cho hoạt động sản xuất kinh doanh

của các doanh nghiệp tăng lên, từ đó làm giảm lợi nhuận kinh doanh và lợi tức cổ

phiếu, dẫn tới lợi nhuận kỳ vọng của doanh nghiệp trong tương lai bị định giá thấp.

Thậm chí dù hoạt động kinh doanh vẫn có lãi, chia cổ tức ở mức cao nhưng tỷ lệ cổ

tức khó gọi là hấp dẫn khi lạm phát cao. Kết quả là giá cổ phiếu của doanh nghiệp

niêm yết trên thị trường bị ảnh hưởng theo hướng suy giảm với các mức độ khác nhau.

Thứ ba, lạm phát có thể tác động trực tiếp đến tâm lý nhà đầu tư và các khoản

đầu tư trên TTCK. Lạm phát tăng là một trong những biểu hiện bất ổn của nền kinh tế.

Do vậy, lạm phát tăng cao có thể dẫn tới nguy cơ khủng hoảng niềm tin vào nền kinh

tế, nhất là khi Chính phủ tỏ ra bất lực trong việc kiềm chế lạm phát leo thang. Trong

môi trường này, tâm lý nhà đầu tư trên TTCK cũng bị ảnh hưởng nghiêm trọng và

TTCK sẽ không còn là một địa chỉ thu hút vốn đầu tư bởi nó cũng chính là “phong vũ

biểu” của nền kinh tế. Nếu điều này xảy ra, sẽ xuất hiện “tâm lý bầy đàn” trong việc

bán tháo cổ phiếu do khủng hoảng niềm tin. Hậu quả là cung cổ phiếu lớn gấp nhiều

lần so với cầu và thị trường diễn ra tình trạng kém thanh khoản nghiêm trọng. Bên

cạnh đó, TTCK càng trở nên kém hấp dẫn hơn so với các hình thức đầu tư khác như

đầu tư vào vàng, bất động sản, ngoại tệ mạnh,… với vai trò là “nơi trú ẩn” an toàn

trong môi trường bất ổn kinh tế, khiến một lượng vốn nhàn rỗi đáng kể của xã hội nằm

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 13

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

im dưới dạng tài sản chết. Rõ ràng đầu tư chứng khoán không còn là một kênh sinh lời

tốt và theo đó giá cổ phiếu trên TTCK sẽ giảm đi.

 Giả thiết 3: Lạm phát có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK.

1.2. Cơ sở thực tiễn

1.2.1. Thực tiễn nghiên cứu về ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán ở nước ngoài

Trong nửa thập kỷ qua, rất nhiều nhà nghiên cứu và phân tích đã nỗ lực để tìm

hiểu tác động của các biến kinh tế vĩ mô như lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đến

TTCK. Họ đã thực hiện các nghiên cứu thực nghiệm trên nhiều quốc gia khác nhau và

kết quả của những nghiên cứu này không hoàn toàn giống nhau tùy thuộc vào tập hợp

các biến sử dụng cũng như các phương pháp và thí nghiệm được áp dụng. Sau đây là

một vài kết quả của các công trình nghiên cứu có trước nhằm củng cố thêm tính chắc

chắn và khoa học của đề tài nghiên cứu.

Nelson (1976) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát và lợi nhuận chứng

khoán trong thời kỳ hậu chiến tranh. Số liệu được lấy theo tháng từ năm 1953 đến

1974 trên TTCK Mỹ. Nghiên cứu đã tìm thấy được mối quan hệ nghịch biến giữa lợi

nhuận chứng khoán và tỷ lệ lạm phát kỳ vọng cũng như lạm phát không dự kiến. Bên

cạnh đó, nghiên cứu của John Lintner (1975), Bodie (1976) 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.

Sau đó, Fama và Schwert (1977) với một số giả định đã phân tích lạm phát thành lạm

phát kỳ vọng và không kỳ vọng với kết quả cho thấy rằng cả hai phần đều tương quan

âm đến lợi nhuận chứng khoán.

Trái ngược với những nghiên cứu trên, Samarakoon (1996) lại phát hiện ra tỷ

suất sinh lợi danh nghĩa của chứng khoán chịu tác động cùng chiều bởi lạm phát kỳ

vọng theo tỷ lệ 1-1 ở Sri Lanka. Nghiên cứu của Choudhry (2001) cũng cho thấy

tương quan dương ở bốn nước có tỷ lệ lạm phát cao.

Aggarwal (1981) đã khám phá được rằng một khi tỷ giá đồng USD thay đổi thì

kéo theo sự thay đổi của chỉ số giá chứng khoán. Trong công trình nghiên cứu, tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 14

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

đã sử dụng chỉ số giá chứng khoán hàng tháng của nước Mỹ và ảnh hưởng của sự thay

đổi tỷ giá trong thời kỳ 1974 – 1978. Dựa vào kết quả phân tích hồi quy đơn, tác giả đã

phát hiện ra mối quan hệ cùng chiều giữa giá chứng khoán và giá trị đồng USD và mối

quan hệ này mạnh trong ngắn hạn, yếu trong dài hạn.

Bruno Solnik (1987) đã kiểm tra sự tác động của biến tỷ giá hối đoái đến giá

chứng khoán. Tác giả sử dụng dữ liệu hàng tháng và quý của tám nước công nghiệp

(Mỹ, Đức, Anh, Pháp, Hà Lan, Canada, Thụy Sĩ và Bỉ) trong khoảng thời gian từ năm

1973 đến 1983. Ông đã tìm thấy được mối tương quan âm giữa hai biến này.

Zhou (1996) thực hiện nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa lãi suất và

giá chứng khoán bằng phương pháp hồi quy đã kết luận rằng lãi suất ngân hàng có tác

động quan trọng đến giá cổ phiếu, đặc biệt là trong dài hạn. Ngoài ra, kết quả của tác

giả còn cho thấy lãi suất dài hạn giải thích cho một phần quan trọng của sự thay đổi

trong tỷ suất giá cổ phần – cổ tức; và sự biến động cao của TTCK có liên quan đến sự

biến động cao của lãi suất trái phiếu dài hạn.

Wonbangpo và Sharma (2002) đã phát hiện ra mối quan hệ giữa tỷ suất sinh lợi

trên TTCK với 5 biến vĩ mô ở 5 quốc gia ASEAN là Indonesia, Malaysia, Philippines,

Singapore và Thái Lan. Bằng cách quan sát mối quan hệ trong cả ngắn và dài hạn của

từng chỉ số chứng khoán và các biến vĩ mô. Kết quả là trong dài hạn tỷ giá hối đoái

danh nghĩa cho thấy một mối tương quan thuận rõ nét với tỷ suất sinh lợi trên TTCK.

Adel A. Al-Sharkas (2004) đã sử dụng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM

để nghiên cứu tác động của một số biến vĩ mô bao gồm hoạt động kinh tế thực, cung

tiền, lạm phát và lãi suất đến thị trường chứng khoán Amman. Kết quả thực nghiệm

cho thấy có một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến trên và giá chứng

khoán. Trong đó, lạm phát và lãi suất đều có mối tương quan tỷ lệ nghịch với giá

chứng khoán.

Bài nghiên cứu “Effect of macroeconomic variables on stock market returns for

four emerging economies: Brazil, Russia, India, And China” của tác giả Robert D.

Gay, Jr. (2008) đã tiến hành kiểm định ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô như tỷ giá hối

đoái và giá dầu lên TTCK bằng cách sử dụng phương pháp Box-Jenkins – mô hình

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 15

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

ARIMA trong phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS). 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 MA(12) cho độ trễ của biến phụ thuộc giá chứng khoán và 2 biến tỷ giá và

giá dầu. Dữ liệu được thu thập theo tháng từ 03/1999 đến tháng 06/2006. Kết quả phân

tích: tồn tại mối quan hệ cùng chiều giữa tỷ giá với giá chứng khoán trên ba 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.

Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj và Tahir Khan Durrani (2008) đã điều tra

ảnh hưởng độ biến động của lãi suất đối với lợi nhuận cổ phiếu và độ biến động của

TTCK Karachi từ tháng 1/2002 đến tháng 6/2006. Tác giả đã sử dụng hai mô hình

GARCH (1,1); trong đó, mô hình 1 không có biến đo lường thay đổi của lãi suất và mô

hình 2 sử dụng lãi suất để ước lượng trung bình và phương sai có điều kiện. Nghiên

cứu phát hiện lợi nhuận thị trường và phương sai có điều kiện của nó có quan hệ mật

thiết với nhau. Không những thế, lợi nhuận thị trường có mối quan hệ ngược với lãi

suất ở hai thị trường Mỹ và Hàn Quốc.

Bài nghiên cứu “Economic Forces and the Thai Stock Market, 1993-2007” của

tác giả Komain Jiranyakul (2009) đã giải thích mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng

khoán với 13 biến kinh tế vĩ mô tại Thái Lan. Dữ liệu được thu thập theo từng quý từ

quý 1 năm 1993 đến quý 4 năm 2007. 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 chứng khoán và 4 biến kinh

tế vĩ mô: GDP thực, cung tiền, tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và lạm phát. Kết

quả của kiểm nghiệm theo mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM đã cho thấy tỷ giá

hối đoái danh nghĩa có tác động cùng chiều trong khi lạm phát có tác động ngược

chiều lên giá chứng khoán.

1.2.2. Thực tiễn nghiên cứu về ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán ở Việt Nam

Mặc dù bắt đầu nghiên cứu muộn hơn so với thế giới nhưng cho đến hiện tại

cũng đã có không ít các đề tài trong nước tập trung nghiên cứu, phân tích ảnh hưởng

của các nhân tố vĩ mô (lãi suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát,…) lên TTCK Việt Nam.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 16

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Đề tài “Ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá cổ phiếu trên thị

trường chứng khoán Việt Nam” của Nguyễn Phú Hiếu (2011) đã sử dụng bộ số liệu

trong giai đoạn từ tháng 7/2004 đến tháng 12/2009. Kết quả nghiên cứu cho thấy,

trong dài hạn chỉ số chứng khoán bị tác động ngược chiều của yếu tố lạm phát và lãi

suất bình quân của thị trường liên ngân hàng, trong ngắn hạn chỉ số chứng khoán bị tác

động cùng chiều bởi chính nó với độ trễ 1 tháng và 4 tháng, đồng thời bị tác động

ngược chiều bởi yếu tố lãi suất với độ trễ 4 tháng.

Đề tài “Phân tích tác động của lãi suất và tỷ giá đến giá cổ phiếu” đã ứng dụng

lý thuyết đầu tư tài chính hiện đại là lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT –

Arbitrage Pricing Theory) đối với cổ phiếu của các công ty niêm yết chính thức trên

TTCK Việt Nam từ tháng 8/2004 đến tháng 12/2007 để phân tích tác động của nhân tố

lãi suất và tỷ giá đến giá của cổ phiếu. Kết quả nghiên cứu cho thấy hai nhân tố này có

tác động tới giá cổ phiếu nhưng mức độ ảnh hưởng lại rất ít.

Đề tài “Mối liên hệ giữa các nhân tố vĩ mô và thị trường chứng khoán” của

nhóm sinh viên trường đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh đã sử dụng phương pháp

OLS và GARCH. Kết quả nghiên cứu cho thấy các biến vĩ mô (sản lượng công nghiệp,

giá vàng, tỷ giá, lạm phát,…) chỉ giải thích được 28% biến động của lợi nhuận TTCK,

chứng tỏ các yếu tố kinh tế vĩ mô hầu như không đóng góp nhiều trong việc hình thành

nên chỉ số VN-Index.

Đề tài “Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng

khoán Việt Nam” của PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt và Thạc sĩ Phạm Dương Phương

Thảo đã sử dụng phương pháp OLS, kết quả cho thấy tại Việt Nam khi các nhân tố

khác không đổi thì nhân tố cung tiền, lạm phát, giá dầu thế giới và sản lượng công

nghiệp có tương quan dương, còn lãi suất và tỷ giá có tương quan âm với TTCK.

Đề tài “Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trường đối với

lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng” của sinh viên Nguyễn Thị Ngọc Tiên trường Đại học

Kinh tế Huế đã sử dụng phương pháp OLS và hồi quy mô hình GARCH-M. Kết quả

nghiên cứu cho thấy trong khi tỷ giá ảnh hưởng mạnh nhất đến lợi nhuận nhóm cổ

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 17

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

phiếu ngân hàng trong các nhân tố và đó là mối quan hệ cùng chiều thì sự thay đổi của

lãi suất TPCP 5 năm lại có mối quan hệ ngược chiều.

1.2.3. Nhận xét chung về các kết quả nghiên cứu trước

Nhiều nhóm tác giả đã chọn cho công trình nghiên cứu của mình về các tác

nhân ảnh hưởng đến giá chứng khoán hay tỷ suất sinh lợi trên TTCK, mục tiêu nghiên

cứu rất xác thực và có ý nghĩa. Trong số những mục tiêu ấy, phần lớn tập trung vào

việc tìm ra mối quan hệ của các biến kinh tế vĩ mô với giá chứng khoán. Có tác giả

nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất, tỷ giá hối đoái,… với giá chứng

khoán. Cũng có tác giả nghiên cứu biến lãi suất, chỉ số công nghiệp, giá dầu, lượng

cung tiền,… đến giá chứng khoán.

Mỗi nghiên cứu sử dụng những phương pháp khác nhau nhưng nhìn chung tập

trung vào các mô hình sau: mô hình hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất

(OLS), mô hình ARIMA, mô hình ARCH/GARCH, mô hình vecto tự hồi quy (VAR),

mô hình vecto hiệu chỉnh sai số (VECM). Trong đó, phương pháp kiểm tra đồng liên

kết và mô hình VECM là có ưu việt hơn cả khi ước lượng các hàm kinh tế dưới dạng

tuyến tính. Không những khảo sát được sự ảnh hưởng của những biến này trong ngắn

hạn mà mô hình VECM còn thiết lập được mối quan hệ thăng bằng trong dài hạn giữa

các biến chọn nghiên cứu.

Do các công trình nghiên cứu này được thực hiện tại những quốc gia khác nhau,

với những điều kiện khác nhau về đặc trưng nền kinh tế, đặc điểm TTCK, tâm lý nhà

đầu tư, thể chế chính trị, mức độ phát triển nền kinh tế,… nên đã đi đến những kết luận

khác nhau. Đặc biệt đối với nhân tố tỷ giá hối đoái, các kết quả nghiên cứu thực

nghiệm cho thấy tác động của nó đến giá chứng khoán hầu như không có một xu

hướng chung cho tất cả các thị trường. Tuy nhiên, với hai biến vĩ mô còn lại là lãi suất

và lạm phát thì phần lớn các nghiên cứu đều tìm thấy mối tương quan âm.

Tuy có nhiều kết quả khác nhau về một vấn đề, nhưng các công trình nghiên

cứu này đóng góp một vai trò rất lớn trong việc làm phong phú thêm kho tàng lý luận

về TTCK trên thế giới nói chung và TTCK Việt Nam nói riêng.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 18

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

1.3. Mô hình sử dụng nghiên cứu

Dựa trên cơ sở lý thuyết và đặc biệt là xem xét các nghiên cứu có trước, có thể nói

giá cổ phiếu là một hàm chịu ảnh hưởng bởi nhiều biến vĩ mô như giá hàng hóa, lượng cung

tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, chính trị, giá vàng, giá dầu, tỷ lệ thất nghiệp,… Tuy

nhiên, đề tài này chỉ giới hạn trong phạm vi của ba biến vĩ mô cốt lõi là lãi suất, tỷ giá hối

đoái và lạm phát tác động đến giá cổ phiếu mà cụ thể là chỉ số VN-Index.

Nghiên cứu sẽ tiếp cận phương pháp của Johansen và Juselius (1990) để kiểm

định đồng tích hợp và ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM cho việc

kiểm tra sự ảnh hưởng của các biến kinh tế vĩ mô đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt

Nam trong ngắn hạn và dài hạn. Mô hình này có ưu điểm hơn so với các mô hình trước

đó không chỉ là vì các đặc tính của số liệu được kiểm định kỹ lưỡng trước khi lựa chọn

kỹ thuật ước tính thích hợp mà cấu trúc trễ được chọn lựa trên cơ sở dữ liệu tạo ra quá

trình vận động cho các biến kinh tế giữa ngắn hạn và dài hạn. Do vậy mà kết quả ước

lượng theo mô hình VECM cho ta thông tin về các đặc tính không chỉ trong ngắn hạn

mà cả trong dài hạn. Hơn nữa, mô hình này còn tránh được một số lỗi của phương

pháp OLS thông thường như hồi quy giả mạo hay hiện tượng tự tương quan của mô

hình OLS.

Logarit tự nhiên tỷ giá hối đoái USD/VND LNEXC

Logarit tự nhiên lạm phát LNINF

Logarit tự nhiên lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm LNGB10Y

MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Logarit tự nhiên chỉ số giá cổ phiếu Việt Nam LNVNI

Hình 1.1. Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 19

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Bảng 1.1. Bảng tóm tắt kỳ vọng tác động của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam

Nhân tố Tương quan Biến

Lãi suất (-) LNGB10Y

Tỷ giá hối đoái (-) LNEXC

Lạm phát (-) LNINF

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 20

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN VỀ NGUỒN DỮ LIỆU

VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

2.1. Dữ liệu nghiên cứu

Ở Việt Nam, việc tập hợp các số liệu vĩ mô 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 hoạt

động chỉ khoảng 13 năm. Dữ liệu được sử dụng ở đây là dữ liệu tháng, các biến được

sử dụng dưới dạng logarit tự nhiên để giảm bớt độ phân tán, đồng thời thuận lợi hơn

trong việc nhận dạng và phân tích dữ liệu. Khoảng thời gian chọn biến là từ tháng

1/2006 đến tháng 1/2014 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 2005 hầu như chỉ hoạt động

cầm chừng (có chưa tới 20 mã, giao dịch chỉ 3 ngày/tuần) cũng như không gây được

nhiều sự chú ý với các nhà đầu tư nên việc sử dụng số liệu thời kỳ này cũng kém hiệu

quả. Tổng số quan sát được sử dụng là 97 quan sát.

Dữ liệu nghiên cứu bao gồm chỉ số VN-Index của SGDCK TP. Hồ Chí Minh

được thu thập từ trang web www.hsx.vn. Trong đó, giá được chọn là giá đóng cửa của

ngày cuối cùng trong tháng. Lãi suất sử dụng trong phân tích là lãi suất TPCP kỳ hạn

10 năm, đại diện cho tỷ suất sinh lợi phi rủi ro thị trường. Dữ liệu được thu thập từ

trang web www.investing.com. Tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân

hàng và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo tháng của cả nước được thu thập từ nguồn dữ

liệu của IMF. Trong đó, chỉ số CPI được tính với năm gốc so sánh là năm 2005.

Bảng 2.1. Các biến sử dụng trong mô hình

STT Tên biến Nội dung Công thức tính

Logarit tự nhiên của chỉ số LNVNI 1 VN-Index

Logarit tự nhiên của lãi suất TPCP LNGB10Y 2 kỳ hạn 10 năm

10 10 Logarit tự nhiên của tỷ giá LNEXC 3 USD/VND bình quân liên ngân hàng

LNINF Logarit tự nhiên của chỉ số CPI 4

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 21

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

2.2. Phương pháp nghiên cứu

2.2.1. Chuỗi thời gian

2.2.1.1. Khái niệm

Chuỗi thời gian là chuỗi các quan sát được thu thập trên cùng một đối tượng tại

các mốc thời gian cách đều nhau. Số liệu chuỗi thời gian được phân biệt theo tần suất

xuất hiện: số liệu theo năm, số liệu theo quý, số liệu theo tháng,… Dữ liệu chuỗi thời

gian phổ biến nhất là dữ liệu tài chính được ghi nhận qua thời gian dài, và thường có

số lượng quan sát khá lớn. Ví dụ: GDP hàng năm, tỷ lệ thất nghiệp hàng năm, mức lạm

phát hàng tháng, chỉ số VN-Index hàng ngày hay giá vàng trên thị trường thế giới

được cập nhật sau mỗi 2 phút trên các website thông dụng,…

Các giá trị chuỗi thời gian của đại lượng X được ký hiệu : X1, X2,… Xt,… Xn

với Xt là giá trị quan sát của X ở thời điểm t. Đặc biệt số liệu chuỗi thời gian phải được

sắp xếp theo một trình tự thời gian nhất định, trong đó quan sá xảy ra sau luôn được

xếp ngay sau quan sát xảy ra trước nó: Xt luôn được xếp ngay sau Xt-1.

Trong phân tích hồi quy liên quan đến chuỗi dữ liệu thời gian có một khái niệm

quan trong là “biến trễ”. Mô hình hồi quy không chỉ bao gồm giá trị hiện tại mà còn có

giá trị quá khứ (giá trị trễ). Mô hình hồi quy có chứa biến giải thích (biến X) là biến

trễ, được gọi là mô hình phân phối trễ, còn mô hình chứa biến phụ thuộc ở vế phải

phương trình (biến Y) là biến trễ thì được goi là mô hình tự hồi quy. Mô hình có độ trễ

càng cao thì càng dễ mất nhiều quan sát, đây là yếu tố cần chú ý khi lựa chọn mô hình.

2.2.1.2. Một số đặc trưng của số liệu chuỗi thời gian

 Tính tự tương quan: Chuỗi các quan sát trong số liệu chéo thường được xem

như là độc lập với nhau và do đó không tương quan với nhau, tuy nhiên với số liệu

chuỗi thời gian, người ta thường thấy chúng có tính tự tương quan: corr(Yt, Yt-k)

thường khác 0.

 Yếu tố mùa vụ: Các số liệu kinh tế xã hội thường chịu tác động của yếu tố thời

vụ: doanh thu về máy lạnh thường cao về mùa hè, thấp về mùa đông; giá thực phẩm

thường cao trong các dịp Tết, số người đến vui chơi trong các khu giải trí thường cao

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 22

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

hơn vào các ngày nghỉ cuối tuần,… Yếu tố mùa vụ thường xuất hiện với các số liệu có

tần suất xuất hiện bé hơn một năm, như số liệu quý, số liệu tháng,…

 Yếu tố xu thế: Đa phần chuỗi thời gian còn có yếu tố xu thế, chỉ xu thế tăng

(hay giảm) trong thời kỳ khá dài của chuỗi số. Chẳng hạn GDP của một nền kinh tế

thường có xu hướng gia tăng, do tác động của sự cải thiện công nghệ, chất lượng

nguồn nhân lực và sự gia tăng của các yếu tố đầu vào như vốn và lao động.

2.2.2. Tính dừng của chuỗi thời gian

2.2.2.1. Khái niệm

Dữ liệu của bất kỳ chuỗi thời gian nào đều có thể xem là được tạo ra từ một quá

trình ngẫu nhiên và một tập hợp dữ liệu cụ thể có thể được xem là một kết quả (cá

biệt) của quá trình ngẫu nhiên đó. Hay nói cách khác, có thể xem quá trình ngẫu nhiên

là tổng thể và kết quả là một mẫu của tổng thể đó. Một tính chất của quá trình ngẫu

nhiên được các nhà phân tích về chuỗi thời gian đặc biệt quan tâm và xem xét kỹ

lưỡng là tính dừng.

Một quá trình ngẫu nhiên Yt được coi là dừng nếu kỳ vọng (trung bình),

phương sai không đổi theo thời gian và hiệp phương sai giữa hai thời điểm chỉ phụ

thuộc vào khoảng cách và độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn này chứ không phụ

thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính.

Cụ thể, Yt được gọi là dừng nếu:

 Kỳ vọng không đổi: E(Yt) = µ = const  Phương sai không đổi: var(Yt) = σ2 = const  Hiệp phương sai không phụ thuộc vào thời điểm tính toán: Cov(Yt, Yt-k)

= E[(Yt - µ) (Yt-k - µ)] = ρk = const với mọi t

Quá trình ngẫu nhiên Yt được gọi là chuỗi không dừng nếu nó không thỏa mãn

một trong ba điều kiện trên.

2.2.2.2. Hậu quả của chuỗi không dừng

Trong mô hình hồi quy cổ điển, ta giả định rằng sai số ngẫu nhiên có kỳ vọng

bằng không, phương sai không đổi và chúng không tương quan với nhau. Với dữ liệu

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 23

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

là các chuỗi không dừng, các giả thiết này bị vi phạm, các kiểm định t, F mất hiệu lực,

ước lượng và dự báo không hiệu quả hay nói cách khác phương pháp OLS không áp

dụng cho các chuỗi không dừng.

Điển hình là hiện tượng hồi quy giả mạo: nếu mô hình tồn tại ít nhất một biến

độc lập có cùng xu thế với biến phụ thuộc, khi ước lượng mô hình ta có thể thu được các hệ số có ý nghĩa thống kê và hệ số xác định R2 rất cao. Nhưng điều này có thể chỉ là giả mạo, R2 cao có thể là do hai biến này có cùng xu thế chứ không phải do chúng

tương quan chặt chẽ với nhau.

Trong thực tế, phần lớn các chuỗi thời gian đều là chuỗi không dừng, kết hợp

với những hậu quả trình bày trên cho thấy tầm quan trọng của việc xác định chuỗi thời

gian có tính dừng hay không.

2.2.2.3. Nhiễu trắng

Yt = Yt-1 + ut

Nếu ut đáp ứng đầy đủ các giả thiết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển

(OLS), tức là có kỳ vọng bằng không, phương sai không đổi và hiệp phương sai bằng

không thì ut được gọi là nhiễu trắng hay chuỗi sai số ut có tính dừng.

2.2.2.4. Biến đổi chuỗi không dừng thành chuỗi dừng

Xét quá trình Yt ngẫu nhiên (Random walk): Yt = Yt-1 + ut với ut là nhiễu trắng.

Ta lấy sai phân cấp I của Yt: D(Yt) = Yt – Yt-1 = ut. Trong trường hợp này D(Yt)

là chuỗi dừng vì ut là nhiễu trắng. Trường hợp tổng quát, với mọi chuỗi thời gian nếu

sai phân cấp I của Yt chưa dừng ta tiếp tục lấy sai phân cấp II, III,… Các nghiên cứu

đã chứng minh luôn tồn tại một giá trị d xác định để sai phân cấp d của Yt là chuỗi

dừng. Khi đó Yt được gọi là liên kết bậc d, ký hiệu là I(d).

Sai phân cấp d được lấy như sau:

 Sai phân cấp I của Yt: D(Yt) = Yt – Yt-1  Sai phân cấp II: D(D(Yt)) = D2(Yt) = (Yt – Yt-1) – (Yt-1 – Yt-2)

…

 Sai phân cấp d: D(Dd-1(Yt))

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 24

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

2.2.3. Một số khái niệm liên quan tới mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM

2.2.3.1. Bậc tích hợp

Trước khi đi vào ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số, cần phải xác định

bậc tích hợp của các biến được xem xét đưa vào mô hình. Chỉ có những biến có cùng

bậc tích hợp mới có thể có đồng tích hợp và khi có sự tồn tại của đồng tích hợp mới

hàm ý rằng có cơ sở vững chắc cho việc vận dụng mô hình hiệu chỉnh sai số.

Chuỗi Yt không dừng, sai phân bậc d-1 của Yt không dừng, nhưng sai phân bậc

d dừng, khi đó Yt được gọi là tích hợp bậc d, ký hiệu I(d). Nếu d = 0, chuỗi ban đầu là

chuỗi dừng; d = 1, chuỗi sai phân bậc 1 là chuỗi dừng,…

2.2.3.2. Đồng tích hợp (Cointergration)

Khái niệm về đồng tích hợp được Granger nhắc đến đầu tiên và sau đó đã được

các tác giả khác nghiên cứu kỹ hơn. Các chuỗi thời gian trong kinh tế gây ra một vấn

đề khó khăn tiềm tàng trong nghiên cứu kinh tế lượng thực nghiệm là vấn đề hồi quy

giả mạo. Một cách để giải quyết vấn đề đó là lấy sai phân của chuỗi cho đến khi nào

tính dừng đạt được thì dừng lại. Tuy nhiên, ý tưởng này không phải là tối ưu vì

chúng ta sẽ mất đi tính dài hạn, những thông tin dài hạn quý giá của chuỗi dữ liệu.

Một sự kết hợp tuyến tính của hai chuỗi dữ liệu không dừng thông thường sẽ được

kỳ vọng là không dừng. Nhưng vì tính chất đặc biệt, trong một số trường hợp nhất

định, chúng ta kỳ vọng rằng chúng sẽ di chuyển cùng nhau và do đó sự kết hợp của

hai chuỗi này là dừng.

Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời

gian không dừng có thể là một chuỗi dừng thì các chuỗi thời gian không dừng đó được

cho là đồng tích hợp. Kết hợp tuyến tính dừng được gọi là phương trình đồng tích hợp

và được giải thích như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nghĩa là, nếu phần

dư trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng, thì

kết quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong

mô hình.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 25

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nếu như mô hình là đồng tích hợp thì sẽ không xảy ra trường hợp hồi quy giả

mạo, khi đó các kiểm định dựa trên tiêu chuẩn t và F vẫn có ý nghĩa . Có nhiều

phương pháp kiểm định mối quan hệ đồng liên kết như: phương pháp của Johansen và

Juselius (1990), kiểm định CRDW (Cointergration Regression Durbin – Watson),

kiểm định Engle – Granger.

2.2.3.3. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM

Khi hồi quy mô hình với các biến là chuỗi thời gian thì yêu cầu đặt ra là các

chuỗi này phải dừng. Trong trường hợp chuỗi chưa dừng thì ta phải lấy sai phân của

chúng cho đến khi có được chuỗi dừng. Tuy nhiên, khi mà ta hồi quy các giá trị sau

khi đã lấy sai phân có thể sẽ bỏ sót những thông tin dài hạn trong mối quan hệ giữa các

biến. Chính vì thế khi hồi quy những mô hình đã lấy sai phân phải có thêm phần dư E.

Ví dụ đối với mô hình hai biến Y1 và Y2, ta có:

Số hạng chính là phần mất cân bằng. Mô hình ước lượng sự phụ thuộc ∆ ∆

của mức thay đổi Y1 vào mức thay đổi của mức thay đổi của Y2 và mức mất cân bằng

ở thời kỳ trước. Mô hình trên được gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error

Correction Model).

Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM (Vecto Error Correction Model) là một

dạng của mô hình VAR tổng quát, được sử dụng trong trường hợp chuỗi dữ liệu là

không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng tích hợp.

Mô hình VECM tổng quát có dạng:

∆ ⋯ ∆ ∆ Trong đó: ;

Π ⋯ I

∑ , 1,2, … , 1 Lưu ý rằng để chạy được mô hình VECM, dữ liệu phải dừng và giữa các biến

có tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp (mối tương quan dài hạn) với nhau. Điều này

đồng nghĩa với việc thực hiện đồng thời kiểm định tính dừng và kiểm định đồng tích

hợp trước khi thực hiện mô hình VECM.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 26

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

2.2.4. Phương pháp ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM

2.2.4.1. Kiểm định tính dừng

Tính dừng của chuỗi thời gian có thể được nhận biết dựa trên đồ thị của chuỗi thời

gian, đồ thị hàm tự tương quan mẫu hay kiểm định Dickey-Fuller (kiểm định nghiệm đơn

vị). Nếu đồ thị Y = f(t) của chuỗi thời gian cho thấy trung bình và phương sai của quá

trình Yt không đổi theo thời gian, thì chuỗi thời gian đó có thể có tính dừng.

 Tự tương quan ACF (Autocorrelation Function)

ACF với độ trễ k, ký hiệu bằng ρk, được xác định như sau:

,

Hàm tự tương quan đo lường sự phụ thuộc tuyến tính giữa các cặp quan sát Yt

và Yt-k. Một chuỗi thời gian được xem là dừng khi ACF giảm nhanh hay “tắt dần”

nhanh về 0 sau 2 đến 3 độ trễ.

: 0

0 : Chúng ta có thể xem xét thống kê Q của Ljung – Box và giá trị xác suất tương

ứng. Thống kê Q được tính như sau:

Với cỡ mẫu lớn, Q có phân phối theo Khi bình phương với bậc tự do bằng số độ

trễ. Nếu giá trị thống kê Q tính toán lớn hơn giá trị thống kê Q quan sát ở một mức ý

nghĩa xác định thì ta bác bỏ giả thiết H0, tức là chuỗi dữ liệu có tính dừng.

 Tự tương quan mẫu PACF (Partial Autocorrelation Function)

Hệ số này phản ánh tương quan của Yt và Yt-k khi đã loại trừ các ảnh hưởng của

các độ trễ từ 1 đến k-1. Do đó để đo độ kết hợp riêng rẽ giữa Yt và Yt-k ta sử dụng hàm

tương quan mẫu PACF với hệ số tương quan ρkk được ước lượng theo công thức sau:

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 27

,

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

,

∑

,

,

1 ∑

1,2, … , 1

Nếu chuỗi dừng thì các sẽ có phân phối xấp xỉ chuẩn N(0,1/n) (Barlett).

Chuỗi thời gian là dừng khi PACF giảm đột ngột sau 1 đến 2 độ trễ hay giảm đều. Do

đó, kiểm định giả thiết đối với ρkk tương tự như với ρk.

 Kiểm định Dickey-Fuller (kiểm định nghiệm đơn vị - Unit roor test)

Phương pháp này được Dickey và Fuller phát hiện vào năm 1979 để kiểm tra

một chuỗi thời gian có phải có tính dừng hay không, được sử dụng phổ biến hơn biểu

đồ tự tương quan. Chuỗi là bước ngẫu nhiên (Random Walk) hay Yt = ρYt-1 + ut (trong

đó Y0 là giá trị xác định hữu hạn và ut là nhiễu trắng). Nếu ρ = 1 thì Yt là một bước

ngẫu nhiên hay Yt là một chuỗi thời gian không có tính dừng. Do đó, để kiểm định tính

dừng của Yt ta sẽ kiểm định giả thuyết

H0: ρ = 1 (Yt là chuỗi không có tính dừng)

H1: ρ < 1 (Yt là chuỗi có tính dừng)

Ở đây ta không thể sử dụng kiểm định t vì Yt có thể là chuỗi không dừng. Trong

trường hợp này ta sử dụng tiêu chuẩn kiểm định DF như sau:

ậ â ∶ Nếu ố ta bác bỏ giả thiết H0 và kết luận chuỗi dừng.

| | | | 2.2.4.2. Xác định độ trễ tối ưu

Trước khi thực hiện việc kiểm định số quan hệ đồng tích hợp, chúng ta phải xác

định được độ trễ tối ưu dựa vào các tiêu chuẩn Lag, LogL, LR, FPE, AIC, SC và HQ.

Độ trễ càng nhỏ càng tốt vì số quan sát là có hạn nên nếu tăng độ dài của trễ sẽ làm

cho bậc tự do bị giảm, do vậy ảnh hưởng đến chất lượng của ước lượng.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 28

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

2.2.4.3. Kiểm định đồng tích hợp

Cơ sở vững chắc của mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM dựa trên khái

niệm rằng có tồn tại một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến có liên

quan. Việc kiểm tra đồng tích hợp là để trả lời cho câu hỏi tồn tại hay không mối quan

hệ đó. Trước khi sử dụng kiểm định đồng tích hợp, điều cần thiết lập ở mỗi chuỗi dữ

liệu là tích hợp cùng một bậc giống nhau. Sau khi bậc tích hợp của mỗi biến trong

nghiên cứu được xác định trong phần kiểm định tính dừng. Bước tiếp theo tiến hành

kiểm định đồng tích hợp nhằm xác định một quan hệ dài hạn giữa các biến khảo sát

(long-run relationship).

Do các biến sử dụng trong ước lượng ở dạng logarit tự nhiên đều không dừng,

nên phải kiểm định khả năng xảy ra các vecto đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian

bằng phương pháp của Johansen và Juselius (1990). Đây là kỹ thuật kiểm định đồng

tích hợp được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại

nhằm xác định sự tồn tại các vecto đồng tích hợp giữa các dãy số thời gian không

dừng. Phương pháp này sẽ cho biết được số lượng các vecto đồng tích hợp và cho

phép các nhà nghiên cứu có thể kiểm định nhiều giả thuyết khác nhau liên quan tới các

phần tử của vecto. Nếu kiểm định cho biết có ít nhất một vecto đồng tích hợp thì khi

đó giữa các biến có mối quan hệ dài hạn.

Thưc hiện kiểm định Trace – Kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý (Maximum

Eigenvalue), xét giả thiết:

H0: không có quan hệ đồng tích hợp (Non – cointegration)

So sánh giá trị thống kê Vết (Trace Statistic) hoặc giá trị riêng cực đại (Max-

Eigen Statistic) với giá trị tới hạn (Critical Value) ở mức ý nghĩa α% (1%, 5% hay

10%):

 Nếu giá trị Trace Statistic hoặc Max-Eigen Statistic < Critical Value thì

chấp nhận giả thiết H0 (không có đồng tích hợp).

 Nếu giá trị Trace Statistic hoặc Max-Eigen Statistic > Critical Value thì

bác bỏ giả thiết H0 (tồn tại đồng tích hợp).

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 29

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

2.2.4.4. Phương pháp ước lượng mô hình vecto hiệu chỉnh sai số VECM

Sau khi kiểm định tính dừng và đồng tích hợp, nếu phát hiện có tồn tại ít nhất

một vecto đồng tích hợp giữa các biến khảo sát, có nghĩa là tồn tại một quan hệ cân

bằng trong dài hạn giữa các biến có liên quan thì mô hình vecto hiệu chỉnh sai số

VECM được ước lượng như sau:

∆ Δ ∆ Trong đó:

là thay đổi (sai phân bậc 1) của biến phụ thuộc

là thay đổi (sai phân bậc 1) của biến phụ thuộc và có độ trễ t – i ∆

là thay đổi (sai phân bậc 1) của các biến độc lập và có độ trễ t – i ∆

là phần dư thu được từ phương trình hồi quy đồng tích hợp (được gọi là Δ

biến điều chỉnh sai số) và lấy độ trễ là t – 1

c, , , là các hệ số của những ma trận tương đương về kích cỡ.

là phần dư trong phương trình hồi quy

p và k là thông số độ trễ tương ứng

m là số biến độc lập trong phương trình

Điều kiện của mô hình VECM là hệ số (hệ số của biến điều chỉnh sai số) phải

có dấu (-) và có giá trị nằm giữa 0 và 1, điều này cho biết rằng có sự hội tụ của mô

hình hướng về trạng thái cân bằng trong dài hạn, đồng thời cũng cho thấy bao nhiêu

phần trăm điều chỉnh xảy ra ở mỗi giai đoạn.

2.2.5. Kiểm định sự phù hợp của mô hình

 Kiểm định tính dừng của phần dư: kiểm định Augmented Dickey – Fuller

 Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên: xem xét đồ thị phần dư và kiểm

định Jacque – Bera (JB)

 Kiểm định tính tự tương quan của phần dư: kiểm định Breusch – Godfrey (BG)

 Kiểm định phương sai sai số thay đổi: kiểm định hiệu ứng ARCH

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 30

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

CHƯƠNG 3: TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG CỦA LÃI SUẤT, TỶ GIÁ HỐI

ĐOÁI, LẠM PHÁT VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

3.1. Tình hình biến động của lãi suất trái phiếu Chính phủ

Mặc dù vào giữa năm 2000 Việt Nam đã bắt đầu hình thành thị trường trái

phiếu, nhưng giai đoạn từ năm 2000 – 2005 khối lượng giao dịch vẫn còn thấp. Cụ thể,

ở phương thức đấu thầu phát hành TPCP qua SGDCK Hà Nội – HNX và TP. Hồ Chí

Minh – HOSE, số lượng thành viên tham gia đấu thầu ít, bình quân mỗi phiên có từ 3

– 4 thành viên/phiên, khối lượng đặt thầu không đạt mức gọi thầu, lãi suất của các

thành viên tham gia đấu thầu thường cao hơn khung lãi suất chỉ đạo của Bộ Tài chính

quy định. Kể từ năm 2006 trở lại đây, số lượng các nhà đầu tư tăng lên đã góp phần

18% 16% 14% 12% 10% 8% 6% 4% 2% 0%

GB10Y

giúp cho lãi suất TPCP phản ánh đúng hơn quan hệ cung cầu vốn trên thị trường.

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.1. Biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm giai đoạn 2006 – 2014

Có thể thấy, trong năm 2006, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm tương đối ổn định,

dao động từ 8.25% đến 9.25%. Nửa đầu năm 2007, doanh số cho vay tại các ngân

hàng đối với lĩnh vực chứng khoán đã tăng lên gấp ba lần. Hơn nữa, lo ngại rằng dòng

vốn đổ vào mạnh mẽ của các quỹ sẽ làm tăng giá chứng khoán, bất động sản cũng như

khiến cho nền kinh tế tăng trưởng quá nóng, các nhà lãnh đạo NHNN thực hiện thắt

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 31

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

chặt dự trữ bắt buộc bằng một loạt các biện pháp hành chính nhằm hạn chế khả năng

tiếp cận nguồn vốn tín dụng của các cá nhân và tổ chức trong cả nước. Việc thắt chặt

này đã khiến lãi suất TPCP tăng 0.46% và đạt 8.75% vào cuối năm, trái ngược với xu

hướng nới lỏng trong năm 2006 khi lãi suất giảm từ 9.25% xuống 8.25%.

Năm 2008 là một năm nhiều khó khăn cho thị trường TPCP Việt Nam vì các

điều kiện kinh tế vĩ mô không mấy thuận lợi. Chính vì vậy mà lãi suất TPCP kỳ hạn 10

năm được phát hành vào năm này cũng có nhiều thay đổi phức tạp tại từng thời điểm.

Đặc biệt nửa đầu năm là giai đoạn lãi suất biến động nhiều nhất. Lạm phát liên tục

tăng cao và vào cuối quý II lên tới mức kỷ lục trong vòng 17 năm qua từ năm 1991,

khiến ngân hàng nhà nước tăng lãi suất cơ bản từ 12% lên mức cao nhất trong năm là

14% vào ngày 11/6, lãi suất chiết khấu cũng tăng từ 11% lên 13% làm giảm tính thanh

khoản của TPCP trên thị trường. Hơn nữa, khủng hoảng kinh tế toàn cầu và những bất

ổn kinh tế vĩ mô tại Việt Nam như tình hình thâm hụt thương mại trong những tháng

đầu năm cao cũng như việc nới rộng biên độ tỷ giá khiến các nhà đầu tư trái phiếu

chững lại trên thị trường thứ cấp. Chính những điều này đã dẫn đến việc tăng mạnh lên

mức 17.10% vào tháng 6 của lãi suất TPCP. Tuy nhiên, sang quý III, tình hình lạm

phát ở Việt Nam đã giảm dần do chính sách thắt chặt tiền tệ của Chính phủ, đồng thời

nước ta cũng chuyển sang mục tiêu chống suy giảm kinh tế do tác động của khủng

hoảng kinh tế toàn cầu. NHNN bắt đầu thực hiện nới lỏng chính sách tiền tệ bằng cách

giảm lãi suất cơ bản khiến tình hình vốn của các NHTM trong giai đoạn này đã bớt

căng thẳng. Các ngân hàng có nguồn vốn dư thừa nên nhu cầu nắm giữ TPCP của các

tổ chức tín dụng cũng tăng lên. Theo đó, lãi suất cũng dần giảm xuống và ổn định ở

mức 9.8% vào tháng 12. Sau đó, lãi suất TPCP tiếp tục xu hướng như vậy trong 9

tháng đầu năm 2009 và tăng dần trong những tháng cuối năm.

Nhìn chung lãi suất TPCP trong năm 2010 không có nhiều biến động lớn, chỉ

dao động ở mức 11% - 11.8%, trong đó có tăng nhẹ vào quý IV. Tiếp tục xu thế tăng

đó, bước sang năm 2011 lãi suất TPCP đã ồ ạt tăng mạnh ở tất cả các kỳ hạn. Lãi suất

đạt đỉnh vào thời điểm cuối tháng 5, với kỳ hạn 10 năm là 12.38%. Sau khi đạt đỉnh,

lãi suất TPCP giảm dần, tuy vậy kết thúc năm vẫn đứng ở mức cao, hơn thế nữa xu thế

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 32

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

tăng có dấu hiệu quay trở lại. Nhìn chung, diễn biến lãi suất TPCP của cả năm 2011 là

“tăng mạnh đầu năm – lập đỉnh và giảm từ giữa năm – tăng nhẹ trở lại vào cuối năm”.

Mặc dù diễn biến tăng của lãi suất thời điểm cuối năm giống với thông lệ hằng năm,

tuy vậy việc lãi suất neo ở mức cao cho thấy thị trường vẫn lo ngại lạm phát quay trở

lại trong năm 2012.

Hình 3.2. Diễn biến lạm phát – lãi suất (2009 – 2012) và Chính sách lãi suất điều

hành của Việt Nam (2010 – 2012)

Năm 2012, kinh tế vĩ mô đã có những tiến bộ trên một số tiêu chí quan trọng

như: lạm phát được kiềm chế ở mức một con số; tỷ giá ổn định, niềm tin vào đồng

Việt Nam được củng cố; dự trữ ngoại hối tăng; áp lực tăng lãi suất trong năm 2011 đã

được chuyển hướng bằng xu thế giảm lãi suất. Đây là những yếu tố tiền đề tác động

làm cho lãi suất TPCP 6 tháng đầu năm 2012 giảm mạnh ở tất cả các kỳ hạn và xác lập

đáy lãi suất vào tháng 6 với 9.89% cho TPCP kỳ hạn 10 năm. Trong 6 tháng cuối năm,

lãi suất trái phiếu tăng nhẹ vào cuối quý III và đầu quý IV nhưng giảm trở lại vào

tháng cuối năm và xác lập mức lãi suất gần với tháng 6.

Trước tình hình kênh tín dụng chưa được khai thông và đà giảm của lãi suất

giao dịch liên ngân hàng trong năm 2013, TPCP trở thành kênh đầu tư an toàn và lợi

nhuận có thể bù đắp một phần chi phí vốn đã được các ngân hàng tập trung phát triển.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 33

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nhu cầu đầu tư TPCP đã bắt đầu tăng cao từ đầu năm, lãi suất giao dịch trái phiếu kỳ

hạn 10 năm liên tục giảm – đạt mức thấp nhất trong năm vào tháng 8/2013 với 8.81%.

Trong quý IV, lãi suất có tăng trở lại nhưng không đáng kể. Đến đầu năm 2014, mặc

dù lãi suất giảm liên tục nhưng thị trường TPCP nhìn chung vẫn khá sôi động, một

phần do nhu cầu đối với trái phiếu ở tất cả các kỳ hạn vẫn còn lớn.

16300

16200

16100

16000

15900

15800

15700

6 0 0 2 / 1 0

6 0 0 2 / 2 0

6 0 0 2 / 3 0

6 0 0 2 / 4 0

6 0 0 2 / 5 0

6 0 0 2 / 6 0

6 0 0 2 / 7 0

6 0 0 2 / 8 0

6 0 0 2 / 9 0

6 0 0 2 / 0 1

6 0 0 2 / 1 1

6 0 0 2 / 2 1

7 0 0 2 / 1 0

7 0 0 2 / 2 0

7 0 0 2 / 3 0

7 0 0 2 / 4 0

7 0 0 2 / 5 0

7 0 0 2 / 6 0

7 0 0 2 / 7 0

7 0 0 2 / 8 0

7 0 0 2 / 9 0

7 0 0 2 / 0 1

7 0 0 2 / 1 1

7 0 0 2 / 2 1

EXC

3.2. Tình hình biến động của tỷ giá hối đoái

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.3. Diễn biến tỷ giá bình quân liên ngân hàng giai đoạn 2006 - 2007

Giai đoạn 2006-2007 tình hình tỷ giá hối đoái ở Việt Nam thường khá ổn định,

biến động thấp. Nếu so tháng 12 năm nay với tháng 12 năm trước thì tỷ giá hối đoái

năm 2006 tăng 0.87%, năm 2007 tăng 0,37% - bình quân thời kỳ 2006 - 2007 tăng

1.21%. Tỷ giá hối đoái thực sự có những chuyển biến tốt, khi mà tỷ giá hối đoái tuy có

tăng nhưng với mức tăng không lớn. NHNN đã có những can thiệp đáng kể để bình

ổn, duy trì tỷ giá hối đoái bằng cách thay đổi biên độ dao động tỷ giá từ ±0,5% năm

2006 lên ±0,75% năm 2007, đây là một trong những chính sách can thiệp kịp thời của

NHNN tới tỷ giá hối đoái.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 34

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Bảng 3.1. Biên độ dao động tỷ giá giai đoạn 2006 – 2008

Năm Mở rộng biên độ Biên độ mới

31/12/2006 0,25% ±0,50%

24/12/2007 0,25% ±0,75%

07/03/2008 0,25% ±1,00%

Nguồn: www.vneconomy.vn

Tuy nhiên, bước sang năm 2008 thì biến động tỷ giá có sự biến động khác so

với những năm trước, được thể hiện qua 4 giai đoạn:

(1) Giảm liên tục trong 3 tháng đầu (1/1/2008 – 10/3/2008): Đây là giai đoạn

kiều hối chuyển về nước khá lớn nên đã hình thành hiện tượng cung lớn hơn cầu, đẩy

tỷ giá USD/VND trên thị trường liên ngân hàng liên tục sụt giảm (từ 16,112 VND

xuống còn 15,960 VND, mức thấp nhất là 15,560 VND/USD). Đồng thời, Chính phủ

và NHNN cũng đẩy mạnh kiềm chế lạm phát và thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt.

Do đó, NHNN không mua đô la Mỹ nhằm hạn chế bơm tiền vào lưu thông, tăng biên

độ tỷ giá từ 0.75% lên 1% trong ngày 10/3/2008.

(2) Tỷ giá tăng mạnh (10/3 – 27/6/2008) và liên tục, đỉnh điểm vào ngày 18/6 là

19,400 VND/USD, chênh lệch 2,600 VND so với mức trần và sau đó giảm dần. Ngày

27/6, NHNN tăng biên độ dao động tỷ giá từ 1% lên 2%.

(3) Tỷ giá giảm mạnh và dần đi vào ổn định (27/6 – 7/11/2008): Với sự can

thiệp kịp thời của NHNN, tỷ giá đã giảm xuống mức 16,400 VND/USD và dao động

quanh mức 16,600 VND từ tháng 8 đến tháng 11. Nhận thấy cơn sốt đô la Mỹ đã ở

mức báo động, NHNN đã công khai dự trữ ngoại hối quốc gia lên đến 20.7 tỷ đô la

Mỹ khi thông tin trên thị trường cho rằng đô la Mỹ đang khan hiếm. Đồng thời,

NHNN cũng ban hành một loạt chính sách nhằm bình ổn thị trường, như: cấm mua

bán ngoại tệ trên thị trường tự do, cấm mua bán USD thông qua đồng tiền khác để

lách biên độ,…

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 35

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

(4) Tỷ giá tăng đột ngột trở lại (7/11/2008 – 1/1/2009). Sau khi NHNN tăng

biên độ tỷ giá từ 2% lên 3% trong ngày 7/11/2008, tỷ giá đã tăng tới mức 17,440

VND/USD.

Năm 2009, tỷ giá USD/VND liên tục tăng mạnh, ở các NHTM tỷ giá niêm yết

mua và bán luôn ở mức sát trần. Do đó, từ ngày 26/11/2009, NHNN đã tiến hành tăng

tỷ giá bình quân liên ngân hàng lên mức 17,961 VND/USD (quyết định phá giá VND

5.4%, tỷ lệ phá giá cao nhất từ năm 1998 để chống đầu cơ tiền tệ) và biên độ tỷ giá +/-

3% sẽ được thay thế cho biên độ +/- 5% như trước đây. Ngoài ra, Thủ tướng yêu cầu

các tập đoàn, tổng công ty lớn Nhà nước phải bán ngoại tệ đang nắm giữ cho ngân

hàng. Đồng thời, 8 ngân hàng cam kết sẽ cung cấp đủ USD cho những nhu cầu chính

đáng của doanh nghiệp và người dân. Kể từ khi các quyết định trên có hiệu lực, tình

hình tỷ giá bớt căng thẳng.

Hình 3.4. Diễn biến tỷ giá USD/VND năm 2008 và năm 2009

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 36

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Hình 3.5. Diễn biến tỷ giá từ năm 2008 đến 2011

Năm 2010, từ tháng 11/2009 đến tháng 8/2010, NHNN đã phải thực hiện 3 lần

điều chỉnh tỷ giá liên ngân hàng, tăng tổng cộng 11,17% lên mức 18,932 VND/USD.

Bên cạnh đó, đồng tiền nước ta ngày càng mất giá so với các nước trong khu vực,

nguyên nhân là do tài khoản vãng lai của nước ta luôn ở trong tình trạng thâm hụt (nền

kinh tế nhập siêu với mức thâm hụt 10 - 12% GDP), lòng tin vào nội tệ suy giảm kèm

theo tình trạng đô la hóa ngày càng gia tăng (tâm lý đầu cơ ngoại tệ, thanh toán và tín

dụng ngoại tệ tăng mạnh do chênh lệch lãi suất giữa USD và VND).

Tình hình tỷ giá năm 2011 được chia làm hai nửa: nửa căng thẳng với các đợt

điều chỉnh tỷ giá mạnh chưa từng có trong lịch sử và nửa còn lại với cam kết điều

chỉnh không quá 1% trong năm. Ngày 11/2, NHNN đã điều chỉnh tỷ giá bình quân liên

ngân hàng từ 18,932 lên 20,693 VND, tăng 9.3% chỉ sau một đêm. Sau khi điều chỉnh,

tỷ giá đã ổn định trong nhiều tháng tiếp theo. Tuy nhiên cuối tháng 6, nhiều NHTM đã

niêm yết giá USD bán ra kịch trần biên độ cho phép; giao dịch trên liên ngân hàng thì

đã có lúc chạm ngưỡng 19,150 VND/USD. Đây là diễn biến bất thường sau khi tỷ giá

đã có sự ổn định trong nhiều tháng trở lại. Trong tháng 10, NHNN đã tăng tỷ giá bình

quân liên ngân hàng tổng cộng 14 lần, đẩy tỷ giá khỏi mốc 21,000 VND/USD. Sau đó,

tính đến ngày 14/12, tỷ giá bình quân liên ngân hàng đã tăng tổng cộng 0.9% so với

thời điểm NHNN đưa ra thông điệp điều chỉnh đến cuối năm không quá 1%

(7/9/2011). Như vậy, rõ ràng những diễn biến về tỷ giá trong quý IV đã cho thấy các

biện pháp kiểm soát và điều hành của NHNN đã có những kết quả bước đầu.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 37

22000

21000

20000

19000

18000

17000

16000

EXC

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.6. Diễn biến tỷ giá bình quân liên ngân hàng giai đoạn 2010 - 2014

Sau những điều chỉnh linh hoạt, tỷ giá bình quân liên ngân hàng đã duy trì ổn

định ở mức 20,828 VND/USD từ cuối năm 2011. Tuy nhiên, từ cuối tháng 5/2013, thị

trường ngoại tệ có biến động, tỷ giá tăng và diễn biến phức tạp mặc dù NHNN đã bán

ngoại tệ can thiệp thị trường, điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng từ mức

20,828 VND/USD tăng 1% lên mức 21,036 VND/USD vào ngày 28/6/2013. Tuy

nhiên, sự ổn định về tỷ giá trong 3 năm trở lại đây đã cho thấy sự thành công trong

công tác quản lý và thi hành chính sách của NHNN khi bối cảnh kinh tế trong và ngoài

nước vẫn còn rất khó khăn.

3.3. Tình hình biến động của lạm phát

Đối với Việt Nam, lạm phát luôn hiện diện và ngày càng trở thành vấn đề quan

trọng trong suốt chặng đường phát triển kinh tế đất nước kể từ khi chuyển sang cơ chế

thị trường. Trong quá khứ, Việt Nam đã từng ở vào tình trạng lạm phát phi mã vào

năm 1987 (700%). Từ năm 1993, lạm phát đã được khống chế khá tốt và thường dưới

hai con số. Giai đoạn 1999 – 2001 là thời kỳ lạm phát thấp nhất khi mà CPI chỉ tăng

lần lượt 0.1%, 0.6% và 0.8%, đây là thời gian hậu khủng hoảng tài chính Châu Á 1997

– 1998. Tuy nhiên, lạm phát Việt Nam bắt đầu tăng cao trở lại kể từ năm 2004, cùng

với thời kỳ bùng nổ của nền kinh tế thế giới và sự tăng giá của nhiều loại hàng hóa.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 38

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Theo đó, có thể chia tình hình lạm phát nước ta từ năm 2006 đến nay thành 5 giai đoạn

22,97%

25,00%

18,13%

20,00%

15,00%

12,63%

11,75%

9,50%

INF

8,40%

10,00%

6,60%

6,52%

6,81% 6,04%

5,00%

0,00%

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

2012

2013

riêng biệt.

Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam

Hình 3.7. Lạm phát Việt Nam hàng năm giai đoạn 2004 – 2013

3.3.1. Giai đoạn 1 (1/2006 – 12/2006): Lạm phát cao cùng với chính sách nới lỏng

2,5%

2,0%

1,5%

1,0%

INF

0,5%

0,0%

-0,5%

6 0 0 2 / 1 0

6 0 0 2 / 3 0

6 0 0 2 / 5 0

6 0 0 2 / 7 0

6 0 0 2 / 9 0

6 0 0 2 / 1 1

-1,0%

tài khóa, tín dụng.

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.8. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 1/2006 – 12/2006

Năm 2006, mặc dù tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam đã giảm đi còn 6.6% do tác động

trễ của các chính sách kiểm soát tăng giá thực hiện trong năm 2004, nhưng vẫn còn

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 39

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

cao hơn nhiều so với những năm trước đó. Nguyên nhân là từ năm 2001 đến 2006,

chính sách tài khóa và tiền tệ liên tục được mở rộng nhằm mục tiêu thúc đẩy tăng

trưởng kinh tế. Mục tiêu này đã khiến cho “chính sách tài chính, tiền tệ nới lỏng đã

thực hiện trong nhiều năm nhưng quản lý chưa chặt chẽ” trở thành nhân tố khiến cho

lạm phát bình quân vào năm 2006 tăng trên 6%. Bên cạnh đó, hai năm này là giai đoạn

phát triển mạnh mẽ của hệ thống ngân hàng Việt Nam khi tăng trưởng tín dụng năm

2006 đạt 50.18%. Bên cạnh các ngân hàng mới được thành lập, các ngân hàng cũ mở

rộng bằng cách nới lỏng điều kiện cho vay, cạnh tranh nhau bằng giảm lãi suất cho

vay, tăng lãi suất huy động để tìm kiếm nguồn vốn cho vay, làm cho tín dụng hệ thống

ngân hàng tăng trưởng nóng, kéo theo lạm phát gia tăng.

INF

4,5% 4,0% 3,5% 3,0% 2,5% 2,0% 1,5% 1,0% 0,5% 0,0% -0,5%

7 0 0 2 / 1 0

7 0 0 2 / 3 0

7 0 0 2 / 5 0

7 0 0 2 / 7 0

7 0 0 2 / 9 0

7 0 0 2 / 1 1

8 0 0 2 / 1 0

8 0 0 2 / 3 0

8 0 0 2 / 5 0

3.3.2. Giai đoạn 2 (1/2007 – 6/2008): Lạm phát cao kỷ lục và thắt chặt tiền tệ

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.9. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 1/2007 – 6/2008

Những tháng đầu năm 2007, áp lực lạm phát xuất hiện khi CPI tháng 2 tăng

2,17% so với tháng 1/2007 và tính đến hết 6 tháng đầu năm 2007, CPI đã tăng 5.2%.

Cuối năm, chỉ số giá tiêu dùng đã tăng tới mức hai con số (12.63%). Như vậy, tỷ lệ

lạm phát của năm 2007 đã cao gấp hai lần so với năm 2006 (6.6%) và là mức cao nhất

trong 11 năm trở lại đây. Với mức lạm phát này, Việt Nam đã trở thành một trong

những nước có mức lạm phát cao nhất trong khu vực Châu Á. Trong khi ở năm 2006

sự tăng giá của nhóm hàng lương thực và thực phẩm là nhân tố chính trong sự tăng giá

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 40

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

của chỉ số giá tiêu dùng; thì đến năm 2007, CPI lại có xu hướng tăng mạnh ở hầu hết

các nhóm hàng và nhân tố đóng góp vào sự gia tăng của chỉ số giá tiêu dùng ngoài

nhóm hàng lương thực thực phẩm còn có sự gia tăng của nhóm hàng nhà ở và vật liệu

xây dựng. Hơn nữa, năm 2007 là năm bản lề đánh dấu một cột mốc quan trọng của nền

kinh tế Việt Nam qua việc hội nhập sâu, rộng vào nền kinh tế thế giới (chính thức là

thành viên thứ 150 của WTO vào ngày 11/1/2007) nên tốc độ tăng giá tiêu dùng có

nhiều biến động rất phức tạp và tăng cao hơn so với các năm trước. Điều này nằm

ngoài dự đoán của các nhà phân tích.

Bước sang năm 2008, tốc độ tăng CPI vẫn tiếp tục leo thang và đạt đỉnh vào

tháng 5/2008 với 3.91% so với tháng trước và 15.96% so với thời điểm cuối năm

2007. Xét cho cả năm 2008, tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam là 22.97%, cao hơn nhiều mức

Quốc hội đề ra là dưới 8.5% - 9% trong kế hoạch phát triển kinh tế xã hội năm 2008.

Trong khi đó, tốc độ tăng trưởng GDP thực tế tính theo đơn vị tiền tệ quốc gia của

Việt Nam năm này là 6.18%, thấp hơn mức Quốc hội đề ra là trên 7.5 – 8%.

2,5%

2,0%

1,5%

1,0%

INF

0,5%

0,0%

-0,5%

8 0 0 2 / 7 0

8 0 0 2 / 9 0

8 0 0 2 / 1 1

9 0 0 2 / 1 0

9 0 0 2 / 3 0

9 0 0 2 / 5 0

9 0 0 2 / 7 0

9 0 0 2 / 9 0

9 0 0 2 / 1 1

0 1 0 2 / 1 0

0 1 0 2 / 3 0

0 1 0 2 / 5 0

-1,0%

3.3.3. Giai đoạn 3 (7/2008 – 6/2010): Lạm phát được kiểm soát

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.10. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2008 – 6/2010

Trước đà tăng cao của giai đoạn 1/2007 – 6/2008, Chính phủ nhanh chóng triển

khai thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ đồng thời cũng hạn chế tín dụng và nâng lãi

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 41

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

suất lên cao để kiểm soát tốc độ tăng giá. Hơn nữa, trong năm 2009, suy thoái kinh tế

thế giới khiến sức cầu suy giảm, giá nhiều hàng hóa cũng xuống mức khá thấp nên góp

phần giúp cho lạm phát trong nước được khống chế. Chính vì vậy, CPI năm 2009 tăng

6.52%, thấp hơn đáng kể so với những năm trước. Tuy nhiên, mức tăng này nếu so với

các quốc gia trong khu vực và trên thế giới lại cao hơn khá nhiều.

3,5%

3,0%

2,5%

2,0%

1,5%

INF

1,0%

0,5%

0,0%

3.3.4. Giai đoạn 4 (7/2010 – 6/2011): Lạm phát tăng cao trở lại

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.11. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2010 – 6/2011

Năm 2010, chính phủ đặt mục tiêu kiểm soát CPI cuối kỳ khoảng 7%. Tuy

nhiên, mục tiêu này đã bị thất bại khi kết thúc năm, CPI đã tăng 11.75%. Theo số liệu

của Tổng cục Thống kê, con số 11.75% tuy không quá bất ngờ nhưng vẫn vượt chỉ tiêu

được Quốc hội đề ra gần 5%. Tính chung cho cả năm 2010, giáo dục là nhóm tăng

mạnh nhất trong rổ hàng hóa tính CPI (gần 20%). Xu hướng này vẫn tiếp tục tiếp diễn

trong những tháng đầu năm 2011. Trong đó, tính đến tháng 4, chỉ số giá tiêu dùng CPI

đã tăng đến 9.64%, vẫn còn cao hơn so với mục tiêu đặt ra.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 42

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

8%

7%

6%

5%

4%

3%

INF

2%

1%

0%

-1%

3.3.5. Giai đoạn 5 (7/2011 – 1/2014): Lạm phát được kiểm soát ở mức thấp

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 3.12. Biến động của lạm phát Việt Nam giai đoạn 7/2011 – 1/2014

Sức nóng của lạm phát tiếp tục gia tăng trong năm 2011 đã khiến cho việc kiềm

chế lạm phát trở thành một trong những mục tiêu kinh tế vĩ mô hàng đầu của Chính

phủ. Nó chỉ bắt đầu có dấu hiệu thuyên giảm vào cuối năm khi Nghị quyết 11 (ban

hành vào ngày 24/2/2011) phát huy tác dụng. Nghị quyết này thể hiện quyết tâm kiềm

chế lạm phát của Chính phủ thông qua chủ trương cắt giảm đầu tư công và giới hạn

tăng trưởng tín dụng. Rõ ràng những chính sách này đã phát huy hiệu quả khi sức nóng

lạm phát đã giảm rõ rệt trong các năm sau đó, duy trì ở mức từ 0 – 1%/tháng. Mặc dù

vậy, tình hình lạm phát luôn có những xu hướng biến động khó lường, vì vậy dù lạm

phát đang có xu hướng giảm nhưng không ai có thể chắc chắn rằng lạm phát sẽ không

gia tăng trong thời gian tới. Do đó, việc dự báo cũng như phân tích tầm ảnh hưởng của

nó đến tình hình kinh tế là cần thiết để điều chỉnh và đưa ra những giải pháp kịp thời.

3.4.Tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam

Ngày 11/7/1998, Chính phủ đã ký Nghị định số 48/CP ban hành về chứng

khoán và TTCK, chính thức khai sinh cho TTCK Việt Nam ra đời. Cùng ngày, Chính

phủ cũng ký quyết định thành lập Trung tâm Giao dịch Chứng khoán đặt tại TP. Hồ

Chí Minh và Hà Nội. Nhìn chung, TTCK Việt Nam được đánh giá là chưa hoàn thiện

và còn nhiều biến động bất thường.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 43

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Từ năm 2000 cho đến 2005, thị trường luôn ở trong trạng thái ảm đạm, dường

như không thu hút được sự quan tâm của đông đảo công chúng và các diễn biến tăng

giảm của thị trường chưa tạo ra tác động xã hội mở rộng để có thể ảnh hưởng tới sự

vận hành của nền kinh tế cũng như tới cuộc sống của mỗi người dân.

Năm 2006 là năm phát triển “đột phá” của TTCK Việt Nam. Với mức tăng

trưởng đạt tới 60% từ đầu đến giữa năm 2006, khối lượng vốn hóa tăng gấp 15 lần

trong vòng 1 năm, thị trường chứng khoán Việt Nam ngày càng thu hút các nhà đầu tư

trong và ngoài nước. Trong năm này, chỉ số VN-Index tại sàn giao dịch TP. Hồ Chí

Minh đạt kỷ lục ở mốc 809.86 điểm. Tính chung, so với đầu năm, chỉ số VN-Index đã

có mức tăng trưởng tới 146%. Tính đến phiên 29/12/2006, SGDCK TP. Hồ Chí Minh

đã có sự góp mặt của 106 cổ phiếu, 2 chứng chỉ quỹ và 367 trái phiếu với tổng giá trị

niêm yết theo mệnh giá là trên 72 nghìn tỷ đồng. Tại SGDCK Hà Nội, chỉ số HNX-

Index tăng 2.7 lần trong năm 2006. Số lượng công ty giao dịch trên sàn Hà Nội cũng

tăng từ 6 cổ phiếu lên 87 cổ phiếu và 91 trái phiếu vào cuối năm với tổng mức đăng ký

giao dịch theo mệnh giá đạt 29 nghìn tỷ đồng. Nguyên nhân chủ yếu dẫn đến sự bùng

nổ của TTCK Việt Nam năm 2006 xuất phát từ các sự kiện kinh tế chính trị quan trọng

như Việt Nam chính thức được gia nhập Tổ chức Thương mại thế giới (WTO) và sự

kiện tổ chức thành công Hội nghị cấp cao APEC.

Năm 2007, diễn biến của thị trường và giá cả chứng khoán trong các phiên giao

dịch có nhiều biến động, Index của cả 2 sàn giao dịch đều có biên độ dao động mạnh;

tuy nhiên TTCK vẫn được đánh giá là thành công. Sau một năm hoạt động, VN-Index

đạt được mức tăng trưởng là 23.3%; HNX-Index tăng 33.2% so với mức điểm thiết lập

vào cuối năm 2006. Cũng trong năm này, Luật Chứng khoán có hiệu lực từ ngày

1/1/2007 đã góp phần thúc đẩy thị trường phát triển và tăng cường khả năng hội nhập

vào thị trường tài chính quốc tế. Tính công khai, minh bạch của các tổ chức niêm yết

được tăng cường.

Từ tháng 2/2008 trở đi, TTCK bắt đầu chịu ảnh hưởng trực tiếp từ hoạt động sử

dụng đòn bẩy quá lớn trong thời kỳ tín dụng mở rộng năm 2007. Các công ty chứng

khoán ồ ạt đem hàng triệu cổ phiếu ra bán giá sàn. Để ngăn đà suy giảm của thị

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 44

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

trường, cơ quan quản lý TTCK cũng đã thực thi tổng hợp nhiều giải pháp. Ngày

27/3/2008, biên độ dao động giá của HOSE được hạ từ +/- 5% xuống còn +/- 1%, tại

HNX được hạ từ +/- 10% xuống +/- 2%. Các giải pháp này đem lại 10 phiên tăng giá,

nhưng từ ngày 10/4/2008 thị trường lại rơi vào chu kỳ suy giảm, kéo dài tới tận ngày

13/6/2008. VN-Index lúc này chỉ còn 370.55 điểm. Khởi đầu năm tại mức điểm

921.07, VN-Index đã mất đi gần 60% giá trị chỉ trong nửa đầu năm. Mặc dù vào quý 3,

VN-Index và HNX-Index đã có được những chuỗi tăng điểm kéo dài; nhưng đến 3

tháng cuối năm, TTCK lại quay về xu hướng giảm do tác động của khủng hoảng kinh

tế toàn cầu.

Năm 2009, dù kinh tế gặp nhiều khó khăn nhưng là một năm đánh dấu bước

phát triển mạnh mẽ của TTCK Việt Nam. Số lượng công ty mới niêm yết tăng vọt,

trong đó có nhiều doanh nghiệp lớn được niêm yết trên sàn. Cả hai chỉ số đã phục hồi

mạnh trên 50%. Cụ thể, trên sàn HOSE, chỉ số VN-Index đã tăng 57% trong năm này,

từ mức 315.62 điểm vào ngày 31/12/2008 lên mức 494.77 điểm vào ngày 31/12/2009.

Nửa đầu năm 2010, TTCK biến động trong biên độ hẹp 480 – 550 điểm với

thanh khoản ở mức trung bình, nguyên nhân là do tâm lý thận trọng của nhà đầu tư

cùng sự khan hiếm của dòng tiền. Trong khoảng thời gian từ tháng 7 đến tháng 8,

TTCK bước vào giai đoạn lao dốc khi cả hai chỉ số chứng khoán đều chạm mốc thấp

nhất trong vòng một năm. Mặc dù TTCK đã có sự phục hồi khá nhanh ở cuối tháng

11, song sự phục hồi của các chỉ số chứng khoán cũng không cao.

Trong hai quý đầu của năm 2011, bất ổn từ phía kinh tế vĩ mô trong nước dần

bộc lộ, đặc biệt là bắt đầu từ lúc tỷ giá điều chỉnh tăng thêm 9.3% và lạm phát tăng

mạnh trong tháng 2, thì cũng là lúc xu hướng giảm điểm chiếm ưu thế trên thị trường.

Bước sang quý III, đây là giai đoạn khởi sắc nhất của TTCK trong năm 2011 với một

đợt tăng điểm khá dài khoảng một tháng từ giữa tháng 8 đến giữa tháng 9. Mặc dù vậy,

từ thời điểm này trở đi, TTCK Việt Nam đã phải chịu tác động tiêu cực từ cả yếu tố

trong nước lẫn thế giới. Kết quả là từ cuối quý III đến hết quý IV/2011, TTCK cứ ảm

đạm dần qua từng phiên, không có đợt phục hồi nào đủ dài đáng ghi nhận. Chốt phiên

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 45

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

ngày 30/12/2011, so với đầu năm thì VN-Index và HNX-Index đã lần lượt giảm mạnh

ở mức 27.46% và hơn 48%.

Năm 2012 là một năm khá ấn tượng của TTCK Việt Nam với một sự bứt phá

trong 5 tháng đầu năm, VN-Index tăng gần 40% và HNX-Index tăng 44%. Tuy nhiên,

nửa cuối năm 2012 lại xảy ra nhiều sự kiện khiến TTCK trở nên đảo chiều. Nợ xấu

ngân hàng lúc này tăng cao, điều này đã khiến các doanh nghiệp gặp khó khăn trong

việc tiếp cận dòng vốn vay mặc dù lãi suất giảm mạnh. Điều này khiến hàng loạt

doanh nghiệp điêu đứng, hoạt động bị ngưng trệ do không có vốn, nhiều công ty

chứng khoán thua lỗ. Bên cạnh đó, hàng loạt ông chủ ngân hàng bị bắt, bị điều tra

khiến cổ phiếu các ngân hàng lớn giảm mạnh, niềm tin đối với TTCK sụt giảm. Tất cả

những nguyên nhân trên đã khiến cho HNX-Index chạm đáy ở mức lịch sử từ khi ra

đời đến nay, chỉ còn 50.33 điểm, giảm 36%; VN-Index giảm 20%.

Từ năm 2013 đến nay, mặc dù tốc độ tăng trưởng kinh tế chưa cao và hoạt động

sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp còn khó khăn nhưng sự ổn định của kinh tế vĩ

mô và hàng loạt những chính sách quản lý, tái cấu trúc TTCK đã đem lại sự khởi sắc

cho TTCK Việt Nam. Kết thúc năm 2013, chỉ số VN-Index tăng gần 23%, HNX-Index

tăng lên 13% so với cuối năm 2012.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 46

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ SỰ ẢNH HƯỞNG CỦA

CÁC NHÂN TỐ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG

CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

4.1. Kết quả nghiên cứu

4.1.1. Phân tích thống kê mô tả

Bảng 4.1. Kết quả thống kê mô tả cho các chuỗi số liệu trong nghiên cứu1

LNVNI LNRGB10Y LNREXC LNINF

6.222169 -2.291349 9.810778 5.084636 Mean

6.176075 -2.322788 9.795680 5.075872 Median

7.036764 -1.766092 9.953991 5.471349 Maximum

5.504111 -2.524479 9.674703 4.646926 Minimum

0.320714 0.161918 0.113825 0.265879 Std. Dev.

0.924877 0.932134 0.113160 -0.159035 Skewness

3.755630 3.564145 1.270523 1.724020 Kurtosis

16.13661 15.33310 12.29602 6.989230 Jarque-Bera

0.000313 0.000468 0.002138 0.030360 Probability

603.5504 -222.2608 951.6454 493.2097 Sum

9.874305 2.516871 1.243791 6.786408 Sum Sq. Dev.

97 97 97 97 Observations

1 Xem biểu đồ phân phối của các biến ở phụ lục 2

(Nguồn: Theo tính toán của tác giả)

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 47

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Từ kết quả mô tả thống kê, ta có: số quan sát trong dữ liệu là 97 (đảm bảo yêu

cầu về cỡ mẫu). Tất cả các số liệu trong nghiên cứu đã được chuyển hóa sang logarit

cơ số e (logarit tự nhiên – ln). Mục đích của việc chuyển hóa dữ liệu sang logarit là để

giảm bớt độ phân tán cao, cũng như có một số quan sát có giá trị bất thường của dữ

liệu gốc và việc dùng dữ liệu dưới dạng logarit sẽ thuận lợi hơn trong việc nhận dạng

và phân tích dữ liệu.

Các thông số ở bảng 4.1 cho thấy:

 Giá trị trung bình và trung vị của mỗi biến đều xấp xỉ nhau.

 Không có sự chênh lệch nhiều giữa giá trị lớn nhất và giá trị nhỏ nhất.

 Xét trong mối tương quan với giá trị trung bình, độ lệch chuẩn khá thấp, chứng

tỏ, các quan sát trong các biến có mức độ tương đồng và tập trung cao.

 Logarit tự nhiên của chỉ số VN-Index, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm và tỷ giá

hối đoái có giá trị Skewness > 0 nên phân phối lệch phải, trong khi đó logarit tự nhiên

của lạm phát có giá trị Skewness < 0 nên phân phối lệch trái.

 Kurtosis của biến LNVNI và LNGB10Y lớn hơn 3, do đó phân phối giá trị của

biến tập trung hơn mức bình thường, hình dạng của đa giác tần số khá cao và nhọn ở

hai đuôi hẹp nghĩa là logarit tự nhiên của chỉ số VN-Index và lãi suất TPCP có những

biến động mạnh và bất thường trong thời gian khảo sát. Trong khi đó, Kurtosis của hai

biến còn lại LNEXC và LNINF đều có giá trị nhỏ hơn 3. Điều này cho thấy hình dạng

của phân phối sẽ tù hơn với hai đuôi dài; nghĩa là các biến này có sự biến động ít, biến

thiên dao động không cao trong thời gian nghiên cứu.

4.1.2. Kết quả kiểm tra tính dừng và bậc tích hợp

Đề tài sử dụng phương pháp kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF,

1979) để kiểm tra tình trạng tồn tại nghiệm đơn vị (Unit Root Test) trong tất cả

chuỗi dữ liệu. Kết quả kiểm định ADF Unit Root Test được trình bày trong bảng

4.2 dưới đây.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 48

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Bảng 4.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) cho các chuỗi số liệu trong nghiên cứu2

Các giá trị tới hạn Độ Giá trị của thống Biến trễ kê kiểm định 1% 5% 10%

0 LNVNI -2.431480 -3.500669 -2.892200 -2.583192

0 LNGB10Y -2.491716 -3.499910 -2.891871 -2.583017

Level

0 LNEXC -0.425090 -3.499910 -2.891871 -2.583017

0 LNINF -0.521563 -3.500669 -2.892200 -2.583192

0 D(LNVNI) -7.091440 -3.500669 -2.892200 -2.583192

0 D(LNGB10Y) -10.99156 -3.500669 -2.892200 -2.583192 Sai phân

bậc 1 0 D(LNEXC) -10.06664 -3.500669 -2.892200 -2.583192

0 D(LNINF) -4.803391 -3.500669 -2.892200 -2.583192

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Kết quả kiểm định ADF Unit Root Test chỉ ra rằng giả thiết H0 (chuỗi không có

tính dừng) không thể bị bác bỏ ở các mức Level; nhưng được bác bỏ ở sai phân bậc 1

của tất cả bốn biến với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, tức các chuỗi số liệu đều dừng

sau khi lấy sai phân.

Như vậy, từ lúc này trở đi dữ liệu chuỗi thời gian của bốn biến LNVNI,

LNGB10Y, LNEXC và LNINF đã đáp ứng được yêu cầu của chuỗi thời gian không

dừng cho kiểm tra đồng tích hợp. Bậc tích hợp của bốn biến trên là 1 hay I(1) nên kỹ

thuật kiểm định đồng tích hợp của Johansen sẽ được áp dụng để xác định đồng tích

2 Xem chi tiết ở phụ lục 3

hợp và thiết lập mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 49

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

4.1.3. Xác định độ trễ tối ưu

Độ trễ của mô hình được xác định dựa trên 5 tiêu chuẩn kiểm định bao gồm LR,

FPE, AIC, SC và HQ. Kết quả được thể hiện tại bảng 4.3. Bảng này cho thấy độ trễ

thích hợp của mô hình là 3.

Bảng 4.3. Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình3

Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ

222.6619 NA 8.63e-08 -4.91375 -4.80190 -4.86867 0

744.9624 985.9155 9.89e-13 -16.2913 -15.7320 -16.0659 1

789.7784 80.56810 5.19e-13 -16.9388 -16.5331 2 -15.9322*

817.3426 -15.7447 3 47.07606* 4.02e-13* -17.1987* -16.6126*

824.1936 11.08474 4.99e-13 -16.9931 -15.0917 -16.2267 4

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

4.1.4. Kiểm định đồng tích hợp

Từ kết quả kiểm tra tính dừng và bậc tích hợp nêu trên cho thấy tất cả bốn biến

trong nghiên cứu đều có cùng bậc tích hợp là một hay I(1). Như vậy, bước tiếp theo là

phân tích đồng tích hợp và kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến.

Luận văn sử dụng phương pháp của Johansen (1991) để tính ra giá trị kiểm định

thống kê “Trace Statistic” và “Maximum Eigen value” nhằm tìm ra số vecto đồng tích

3 Xem chi tiết ở phụ lục 4

hợp. Kết quả có được như sau:

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 50

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng tích hợp4

Chuỗi dữ liệu: LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Giá trị tới hạn (5%) P – value (Prob.**) Giả thiết (Số lượng vecto đồng tích hợp) Giá trị riêng của ma trận (Eigenvalue) Giá trị thống kê vết của ma trận (Trace Statistic)

None At most 1 At most 2 At most 3 0.263350 0.131397 0.060249 0.003278 47.61000 19.18531 6.084439 0.305345 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 0.0527 0.4797 0.6855 0.5805

Kiểm định Trace cho thấy không có vecto đồng tích hợp nào ở mức ý nghĩa 5% * Biểu thị bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5% **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Giá trị tới hạn (5%) P – value (Prob.**) Giả thiết (Số lượng vecto đồng tích hợp) Giá trị riêng của ma trận (Eigenvalue)

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Giá trị riêng cực đại của ma trận (Max-Eigen Statistic) 28.42469 13.10087 5.779094 0.305345 0.263350 0.131397 0.060249 0.003278 27.58434 21.13162 14.26460 3.841466 0.0390 0.4430 0.6417 0.5805 None * At most 1 At most 2 At most 3

Kiểm định Maximum Eigenvalue cho thấy có 1 vecto đồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5% * Biểu thị bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5% **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

1 vecto đồng tích hợp Giá trị Log likelihood

843.1882 Các hệ số đồng tích hợp được chuẩn hóa (giá trị sai số tiêu chuẩn trong ngoặc tròn)

LNVNI 1.000000

LNGB10Y 2.615894 (0.44479) LNEXC -2.694780 (1.70699) LNINF 1.322877 (0.76135)

4 Xem chi tiết ở phụ lục 5

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 51

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Kết quả trong bảng 4.4. cho thấy trong khi kiểm định Trace chỉ ra không có

vecto đồng tích hợp nào thì kiểm định bằng tỷ lệ hàm hợp lý (Maximum Eigenvalue)

lại bác bỏ giả thiết không tồn tại vecto đồng tích hợp và khẳng định có ít nhất một

vecto đồng tích hợp với mức ý nghĩa 5%. Theo Johansen và Juselius (1992), khi có sự

xung đột giữa kiểm định Trace và kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý thì kết luận từ kiểm định

tỷ lệ hàm hợp lý sẽ chiếm ưu thế hơn. Điều này chứng minh rằng có mối quan hệ dài

hạn (đồng tích hợp) giữa các biến nghiên cứu.

4.1.5. Mô hình quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu

Từ vecto đồng tích hợp xác định được kết hợp với kết quả ước lượng từ mô hình VECM5, luận văn biến đổi sang dạng phương trình đồng tích hợp hay mô hình

mô tả sự tác động của các biến vĩ mô lên chỉ số VN-Index của thị trường chứng khoán

Việt Nam trong dài hạn.

Vecto đồng tích hợp có dạng:

Vecto u = [1.000000, 2.615894, -2.694780, 1.322877, 19.46019]

Từ vecto trên, ta có mô hình mô tả ảnh hưởng của các biến LNGB10Y, LNEXC

và LNINF đến LNVNI trong dài hạn sau, trong đó giá trị ghi trong ngoặc tròn là sai số

chuẩn và giá trị trong ngoặc vuông là giá trị của thống kê t:

LNVNI = -19.46019 – 2.615894*LNGB10Y + 2.694780*LNEXC – 1.322877*LNINF

(0.44479)

(1.70699)

(0.76135)

[5.88119]

[-1.57867]

[1.73754]

Trong đó, hệ số của biến điều chỉnh sai số6 có giá trị là -0.126115 với p-value =

0.0004 < mức ý nghĩa α = 0.05 nên mô hình trên là có ý nghĩa.

4.1.6. Mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến nghiên cứu

4.1.6.1. Xác định mô hình

Dựa trên độ trễ tối ưu đã được xác định, độ trễ trong mô hình ngắn hạn là 3. Do

5 Xem chi tiết ở phụ lục 6 6 Xem phụ lục 7

đó, mô hình ước lượng trong ngắn hạn có dạng tổng quát như sau:

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 52

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

∆ ∆ ∆ ∆

Δ 10 ΔLNGB10Y Δ 10

ΔLNEXC Δ Δ

Δ Δ

ΔLNINF Bảng 4.5. Kết quả ước lượng mô hình trong ngắn hạn7

Biến số Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Giá trị P-value

C 0.025502 0.017407 1.465093 0.1469

0.191973 0.103509 1.854648 0.0674 ΔLNVNIt-1

0.062044 0.101041 0.614047 0.5409 ΔLNVNIt-2

-0.141507 0.097862 -1.445983 0.1521 ΔLNVNIt-3

0.499665 0.146102 3.419985 0.0010 ΔLNGB10Yt-1

0.532290 0.149414 3.562527 0.0006 ΔLNGB10Yt-2

0.006413 0.152327 0.042101 0.9665 ΔLNGB10Yt-3

0.339634 0.830928 0.408741 0.6838 ΔLNEXCt-1

0.974818 0.847673 1.149993 0.2536 ΔLNEXCt-2

-0.158017 0.855079 -0.184798 0.8539 ΔLNEXCt-3

-3.006826 1.550916 -1.938741 0.0561 ΔLNINFt-1

-0.413019 1.802240 -0.229170 0.8193 ΔLNINFt-2

0.073972 1.526499 0.048459 0.9615 ΔLNINFt-3

-0.126115 0.034314 -3.675282 0.0004 ECTt-1

7 Xem chi tiết ở phụ lục 7

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 53

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Từ bảng kết quả trên, ta có mô hình trong ngắn hạn sau:

∆ 0.025502 0.191973∆ 0.062044∆

0.141507∆ 0.499665Δ 10

0.532290ΔLNGB10Y 0.006413Δ 10

0.339634ΔLNEXC 0.974818Δ

0.158017Δ 3.006826Δ

0.413019ΔLNINF 0.073972Δ 0.126115

 Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số trong mô hình

Đề tài sử dụng giá trị p-value từ kết quả chạy mô hình trong bảng 4.5 để kiểm

định ý nghĩa thống kê của các hệ số trong mô hình. Theo quy định, nếu giá trị p-value

tính được nhỏ hơn mức ý nghĩa α cho trước (ở đây lấy α = 5%) thì nghiên cứu bác bỏ giả thiết H0, tức hệ số có ý nghĩa. Theo đó, trong ngắn hạn, tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên TTCK bị tác động bởi biến động lãi suất TPCP với độ trễ t-1, t-2 và phần dư ECT

(độ trễ t-1). Trong khi đó các yếu tố còn lại như tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở những

kỳ trước, biến động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không tác động đến tỷ suất sinh lợi

của cổ phiếu ở kỳ này.

4.1.6.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình

 Kiểm định tính dừng của phần dư

Bảng 4.6. Kết quả kiểm định tính dừng (ADF) của phần dư8

Null Hypothesis: RESID has a unit root

P-value = 0.0000 t-Statistic

Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.617070

Test critical values: 1% level -3.503049

5% level -2.893230

10% level -2.583740

8 Xem chi tiết ở bảng 14, phụ lục 8

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 54

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

16

14

S eries : R es iduals S am ple 2006M05 2014M01 O bs ervations 93

12

10

8

6

Mean Median Maxim um Minim um S td. D ev. S kew nes s K urtos is

5.29e-16 0.002360 0.267891 -0.227240 0.086435 -0.105776 3.513216

4

2

Jarque-B era P robability

1.194064 0.550443

0

-0.2

-0.1

-0.0

0.1

0.2

 Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 4.1. Kết quả kiểm định JB của sai số ngẫu nhiên

 Kiểm định tính tự tương quan của phần dư

Bảng 4.7. Kết quả kiểm định tính tự tương quan của phần dư9

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test

F-statistic 0.351411 Prob. F(3,76) 0.7882

Obs*R-squared 1.272398 Prob. Chi-Square(3) 0.7357

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Bảng 4.8. Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi10

Heteroskedasticity Test: ARCH

F-statistic 1.349926 Prob. F(3,86) 0.2636

Obs*R-squared 4.047540 Prob. Chi-Square(3) 0.2564

9 Xem chi tiết ở bảng 15, phụ lục 8 10 Xem chi tiết ở bảng 16, phụ lục 8

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 55

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Kết quả của các kiểm định trên cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện: chuỗi

phần dư là chuỗi dừng, sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật chuẩn, phần dư không bị

tự tương quan và phương sai sai số không thay đổi. Như vậy, mô hình được lựa chọn ở

trên là phù hợp.

4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu

4.2.1. Mô hình trong dài hạn

LNVNI = -19.46019 – 2.615894*LNGB10Y + 2.694780*LNEXC – 1.322877*LNINF

(0.44479)

(1.70699)

(0.76135)

[5.88119]

[-1.57867]

[1.73754]

Mô hình trên cho thấy ở dài hạn, trong khi các biến số lãi suất TPCP và lạm

phát có dấu của các hệ số ước lượng là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết thì ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến chỉ số VN-Index lại trái với kỳ vọng ban đầu11.

Thứ nhất, kết quả cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa lãi suất TPCP kỳ hạn

10 năm với chỉ số VN-Index, giống với các nghiên cứu ở trong nước và nước ngoài.

Theo đó, độ co giãn của biến vĩ mô này với chỉ số VN-Index là -2.615894, nghĩa là

trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, cứ 1% giảm đi của lãi suất TPCP làm cho

giá cổ phiếu trên TTCK tăng hơn 2.5% và ngược lại. Mối quan hệ này thể hiện rất rõ

ràng trong hai năm trở lại đây; khi mà lãi suất giao dịch TPCP kỳ hạn 10 năm liên tục

giảm, từ 11.36% vào tháng 3/2012 xuống chỉ còn 8.62% vào cuối tháng 3/2014 thì giá

cổ phiếu trên TTCK Việt Nam lại khởi sắc hơn rất nhiều. Điều này có thể được giải

thích theo lý thuyết về lượng cầu tài sản; khi lãi suất thấp, những nhà đầu tư trước đây

đã mua trái phiếu nhằm tìm kiếm sự an toàn thường có xu hướng bán trái phiếu để tìm

kiếm thu nhập cao hơn từ TTCK. Hơn nữa, lãi suất TPCP thường có ảnh hưởng đến lãi

suất chiết khấu và thông qua đó tác động làm thay đổi các loại lãi suất khác trên thị

trường. Có thể thấy khi lãi suất TPCP giảm thì đồng nghĩa với lãi suất cho vay đối với

khách hàng cũng giảm xuống. Lúc này các khoản vay trở nên rẻ hơn, không chỉ giúp

cho các cá nhân và tổ chức dễ dàng vay tiền để đầu tư vào cổ phiếu mà còn góp phần

11 Giả thiết 2 đặt ra ở mục 1.1.3.2: “Tỷ giá hối đoái có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK”.

tạo điều kiện thuận lợi cho các doanh nghiệp mở rộng sản xuất và thu được lợi nhuận

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 56

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

cao. Do vậy, giá cổ phiếu trên TTCK sẽ tăng lên. Ngược lại, lãi suất TPCP tăng sẽ gây

khó khăn cho nhà đầu tư trong việc tiếp cận vốn cũng như tác động tiêu cực đến hoạt

động của doanh nghiệp, từ đó làm cho chỉ số VN-Index sụt giảm. Ngoài ra, hiện tượng

tâm lý đầu tư theo bầy đàn và tâm lý chi phối hành vi của nhà đầu tư trên TTCK khá

mạnh mẽ càng khiến cho chỉ số giá chứng khoán sụt giảm khi có các tín hiệu bất ổn

của kinh tế vĩ mô như lãi suất tăng. Đề tài của Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj và

Tahir Khan Durrani (2008) cũng có kết luận tương tự về mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa

lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường Mỹ và Hàn Quốc.

Thứ hai, hệ số ảnh hưởng của lạm phát đến chỉ số VN-Index là – 1.322877. Tỷ

lệ này là thấp nhất trong ba nhân tố vĩ mô, chứng tỏ ảnh hưởng của lạm phát đến giá

cổ phiếu trên TTCK yếu hơn so với lãi suất TPCP và tỷ giá hối đoái. Theo đó, nếu lạm

phát tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán sẽ giảm đi 1.32%. Điều này phản ánh đúng

thực trạng TTCK Việt Nam trong thời gian qua và hoàn toàn phù hợp với cơ sở lý

thuyết. Lạm phát tăng thường đi kèm với chính sách tín dụng thắt chặt, việc tiếp cận

nguồn vốn của các nhà đầu tư chứng khoán sẽ khó khăn hơn. Hoạt động của các doanh

nghiệp có quan hệ tín dụng với ngân hàng cũng bị ảnh hưởng theo chiều hướng xấu.

Mặt khác, khi lạm phát tăng, chi phí đầu vào cho hoạt động sản xuất kinh doanh của

các doanh nghiệp cũng tăng lên, lợi nhuận kỳ vọng của doanh nghiệp trong tương lai

bị định giá thấp, dẫn tới giảm sự sôi động trên TTCK. Hơn nữa, sự tăng lên của lạm

phát có thể tác động tiêu cực đến tâm lý nhà đầu tư, làm cho TTCK trở nên kém hấp

dẫn hơn so với các hình thức đầu tư an toàn khác. Như vậy, rõ ràng lạm phát tăng sẽ

kéo theo sự sụt giảm của giá cổ phiếu trên TTCK. Kết luận này tương đồng với các

nghiên cứu trước của Nelson (1976), John Litner (1975), Bodie (1976), Fama và

Schwert (1977), Adel A. Al-Sharkas (2004),…

Thứ ba, hệ số ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái là 2.694780 > 0 cho thấy sự thay

đổi trong tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng có tương quan tỷ

lệ thuận với chỉ số VN-Index. Cụ thể, khi tỷ giá hối đoái tăng, tức USD tăng giá hay

VND giảm giá, sẽ làm cho chỉ số VN-Index đi lên. Mối quan hệ này trái với giả thiết

tương quan âm đã đặt ra ở phần cơ sở lý thuyết. Sở dĩ có sự trái ngược như vậy là vì

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 57

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

tác động của tỷ giá lên TTCK Việt Nam có hai mặt. Một mặt, xét ở khía cạnh thương

mại quốc tế, tỷ giá tăng thì hoạt động xuất khẩu sẽ thuận lợi hơn nhập khẩu. Mà Việt

Nam là nước nhập siêu và áp dụng phương pháp yết giá trực tiếp nên điều này sẽ gây

ra tác động tỷ lệ nghịch đến giá cổ phiếu. Mặt khác, tỷ giá tăng sẽ khuyến khích dòng

vốn FPI (Foreign Portfolio Investment – Đầu tư gián tiếp nước ngoài) chảy vào TTCK

làm thị trường sôi động hơn, thúc đẩy VN-Index tăng điểm và ngược lại. Như vậy, hệ

số dương chứng tỏ dù cho hoạt động nhập khẩu không được thuận lợi thì với dòng vốn

nước ngoài chảy vào dồi dào trong những năm gần đây đã góp phần không nhỏ cho đà

tăng trưởng ấn tượng của TTCK Việt Nam.

4.2.2. Mô hình trong ngắn hạn

∆ 0.025502 0.191973∆ 0.062044∆

0.141507∆ .

. 0.006413Δ 10

0.339634ΔLNEXC 0.974818Δ

0.158017Δ 3.006826Δ

0.413019ΔLNINF 0.073972Δ .

Kết quả ước lượng cho thấy đa phần các biến số trong phương trình ngắn hạn

đều không có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với độ trễ t-1 và t-

2, có nghĩa là biến động của lãi suất ở tháng thứ nhất và thứ hai về trước sẽ có tác động

đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK ở thời điểm hiện tại. Bên cạnh đó,

và 0.499665

cho thấy ở ngắn hạn tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên TTCK 0 chịu tác động cùng chiều bởi độ biến động của lãi suất TPCP với độ trễ là 1 và 2 tháng; 0.532290 0

trong khi đó, ở dài hạn lãi suất TPCP lại tác động ngược chiều đến chỉ số VN-Index.

Hệ số ước lượng ECT với độ trễ là 1 trong ngắn hạn có mức ý nghĩa thống kê nhỏ

hơn 5% đảm bảo rằng nghiên cứu có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở phần

trước theo giả thuyết của Granger năm 1987. Hệ số -0.126115 cho thấy chỉ số VN-Index

được điều chỉnh bởi 12.61% trong một tháng để đạt đến sự thăng bằng trong dài hạn.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 58

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Các biến còn lại bao gồm tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở những tháng trước, độ

biến động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không có tác động ngắn hạn đến tỷ suất sinh

lợi trên TTCK ở thời điểm hiện tại. Điều này cho thấy TTCK Việt Nam là thị trường

không hiệu quả bởi giá chứng khoán không thể hiện hết lượng thông tin.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 59

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

PHẦN III: KẾT LUẬN

1. Kết quả đạt được

Đề tài đã tập trung nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô: lãi suất TPCP

kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái (USD/VND) và lạm phát đến giá cổ phiếu trên TTCK

Việt Nam thông qua chỉ số VN-Index của SGDCK TP. Hồ Chí Minh bằng phương

pháp vecto hiệu chỉnh sai số VECM. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu tháng từ tháng

1/2006 đến tháng 1/2014 nên có 97 quan sát trong mẫu nghiên cứu. Để phân tích tác

động này một cách hiệu quả, đề tài đã sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng và

tiếp đến kiểm định đồng tích hợp cho chuỗi dữ liệu của bốn biến trong mô hình, kết

quả cho thấy tồn tại ít nhất một vecto đồng tích hợp giữa các biến trong nghiên cứu.

Từ đó, thu được mô hình về mối quan hệ trong dài hạn lẫn ngắn hạn giữa các biến

nghiên cứu. Kết quả cho thấy:

 Mô hình ước lượng trong dài hạn đã phát hiện ra các nhân tố vĩ mô trên đều có

tác động đến chỉ số VN-Index trong dài hạn. Trong đó, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm

và lạm phát có mối quan hệ tỷ lệ nghịch đến chỉ số VN-Index; còn tỷ giá hối đoái có

mối quan hệ tỷ lệ thuận đến chỉ số Vn-Index. Phát hiện này khá phù hợp với các lý

thuyết kinh tế cũng như nghiên cứu có trước.

 Mô hình ước lượng trong ngắn hạn cho thấy tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên

TTCK Việt Nam chỉ bị tác động cùng chiều bởi biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10

năm với độ trễ là 1 và 2 tháng. Các biến tỷ suất sinh lợi ở các tháng trước, độ biến

động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK

ở thời điểm hiện tại.

2. Hạn chế và hướng phát triển của đề tài

 Hạn chế của đề tài

Trong quá trình thực hiện đề tài, do có những hạn chế về thời gian, chuyên

môn, kiến thức và những kỹ năng cần thiết phục vụ cho quá trình nghiên cứu như

nghiên cứu tài liệu nước ngoài, phân tích và xử lý các mô hình bằng các công cụ

chuyên môn nên đề tài không tránh khỏi những thiếu sót nhất định như sau:

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 60

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Một là, trên thực tế có nhiều biến vĩ mô tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK

như giá hàng hóa, lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, chính trị, giá

vàng, giá dầu, tỷ lệ thất nghiệp,… nhưng đề tài chỉ giới hạn ở ba biến kinh tế vĩ mô là

lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát để nghiên cứu. Việc giới hạn các biến nghiên cứu

như trên ít nhiều ảnh hưởng đến kết quả mô hình nghiên cứu vì có khả năng nghiên

cứu bỏ qua một vài biến giải thích quan trọng khác, điều này ảnh hưởng đến kết quả đề

xuất mô hình nghiên cứu hợp lý nhất.

Hai là, mẫu nghiên cứu của đề tài chỉ có 97 quan sát. Mặc dù đạt yêu cầu về cỡ

mẫu nhưng với số lượng quan sát như vậy thì không đủ lớn khi chạy mô hình VECM.

Điều này ít nhiều ảnh hưởng đến tính đại diện của cỡ mẫu và từ đó có thể làm cho mô

hình ước lượng cuối cùng không được chính xác.

Ba là, đề tài chỉ sử dụng lãi suất TPCP 10 năm để nghiên cứu. Tuy nhiên, khi

nói đến lãi suất thì còn có rất nhiều loại khác như lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi, lãi

suất chiết khấu, lãi suất qua đêm liên ngân hàng,… Dù lãi suất TPCP có tính đại diện

cao nhưng trong một số trường hợp, chỉ dùng một loại lãi suất này thì không đủ để đưa

ra nhận định về tác động của lãi suất nói chung đến giá cổ phiếu trên TTCK.

Bốn là, đề tài sử dụng chỉ số VN-Index làm đại diện cho cổ phiếu trên TTCK

Việt Nam, trong khi đó chỉ số này chỉ đại diện cho nhóm cổ phiếu niêm yết trên

SGDCK TP. Hồ Chí Minh. Do đó, chỉ số này không mang tính đại diện cao cho giá cổ

phiếu trên TTCK Việt Nam.

Năm là, trong thực tế, các nhân tố vĩ mô không chỉ tác động đến chỉ số VN-

Index mà ngược lại chỉ số VN-Index cũng có tác động đến các nhân tố vĩ mô, hay nói

cách khác chúng có ảnh hưởng qua lại lẫn nhau. Hơn nữa, mô hình VECM được dùng

để xác định mối quan hệ tác động lẫn nhau đó. Bởi vậy, việc sử dụng mô hình VECM

chỉ để nghiên cứu tác động một chiều từ các biến vĩ mô đến giá cổ phiếu là chưa được

hợp lý và chính xác.

 Hướng phát triển của đề tài

Bằng cách sử dụng phương pháp vecto hiệu chỉnh sai số VECM để ước lượng

mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu thời gian, đề tài đã

chứng minh được mối quan hệ giữa các nhân tố lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 61

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Tuy nhiên, đề tài vẫn chưa giải thích được sự

tương tác qua lại giữa các biến độc lập hay giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Từ đó,

mở ra nhiều hướng nghiên cứu cho các đề tài sau này. Trước hết, bổ sung thêm một số

biến vĩ mô như giá vàng, giá dầu,… và sử dụng các mô hình kiểm định như kiểm định

nhân quả (Granger Causality) hay mô hình vecto tự hồi quy VAR (Vecto

Autoregression) để hồi quy. Bên cạnh đó, các đề tài tiếp theo có thể sử dụng kết hợp

dữ liệu VN-Index của SGDCK TP. Hồ Chí Minh và HNX-Index của SGDCK Hà Nội

để mẫu nghiên cứu mang tính đại diện cao hơn. Bên cạnh đó, có thể thu thập số liệu về

các chỉ số chứng khoán ở các nước khác để nghiên cứu về mối tương tác qua lại giữa

các TTCK với nhau.

3. Khuyến nghị

Nghiên cứu về mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát với giá cổ

phiếu trên TTCK đã cung cấp những thông tin quan trọng không những cho nhà đầu

tư, các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu mà còn đối NHNN và các nhà điều hành

kinh tế vĩ mô.

 Đối với nhà đầu tư

Nên tránh đầu tư theo xu hướng hoặc tin đồn do rủi ro khá cao; đồng thời luôn

nâng cao kiến thức. Hiểu biết và xác định được ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến

giá cổ phiếu sẽ giúp các nhà đầu tư trong việc định giá cổ phiếu, lựa chọn và quản lý

danh mục đầu tư của mình. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhà đầu tư cũng nên theo dõi

sát các quyết định, chính sách về tiền tệ do NHNN ban hành để có thể đưa ra quyết

định đầu tư hợp lý. Trong các trường hợp xấu cần rút khỏi thị trường để đầu tư vào các

kênh khác có tính an toàn cao hơn.

 Đối với các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu

Nên chú ý theo dõi sự biến động của các nhân tố lãi suất, tỷ giá cũng như lạm

phát để có biện pháp phòng ngừa, quản trị rủi ro thích hợp, để hạn chế tối thiểu ảnh

hưởng của chúng đến lợi nhuận kinh doanh của doanh nghiệp và củng cố niềm tin cho

các nhà đầu tư vào cổ phiếu của doanh nghiệp mình. Bên cạnh đó, phải theo dõi chính

sách tiền tệ trong việc xây dựng chiến lược quản trị rủi ro cho doanh nghiệp mình.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 62

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

 Đối với Ngân hàng Nhà nước

NHNN sử dụng công cụ lãi suất và tỷ giá trong điều hành chính sách tiền tệ

phải thận trọng và hợp lý. Trước khi ra quyết định, cần đánh giá hiện trạng kinh tế vĩ

mô nhằm tạo ổn định không chỉ cho thị trường tài chính mà còn cả TTCK, nhằm tránh

các biến dạng trong hoạt động kinh tế quốc dân.

 Đối với các nhà điều hành kinh tế vĩ mô

Việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô không chỉ hướng đến

việc điều hành nền kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến sự phát triển bền vững cho

TTCK. Đặc biệt, các nhà điều hành nên xem xét, đánh giá một cách toàn diện điều

kiện kinh tế vĩ mô và diễn biến TTCK trước khi đưa ra quyết định. Hơn nữa, TTCK

phản ánh rất mạnh trước các thông tin; nên 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.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 63

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Tiếng Việt

[1] Nguyễn Quang Dong & Nguyễn Thị Minh (2012), Giáo trình Kinh tế lượng,

NXB Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội.

[2] Nguyễn Quang Dong (2005), Bài giảng Kinh tế lượng, NXB Thống kê, Hà Nội.

[3] Nguyễn Văn Tiến (2009), Giáo trình Tài chính – Tiền tệ – Ngân hàng, NXB

Thống kê, Hà Nội.

[4] Nguyễn Văn Tiến (2010), Giáo trình Tài chính quốc tế, NXB Thống kê, Hà

Nội.

[5] Luật số 70/2006/QH11 Luật Chứng khoán, Quốc Hội ban hành ngày 29 tháng 6

năm 2006.

[6] Luật số 62/2010/QH12 Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật Chứng

khoán số 70/2006/QH11, Quốc Hội ban hành ngày 24 tháng 11 năm 2010.

[7] Huỳnh Thế Nguyễn & Nguyễn Quyết (2013), Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái,

lãi suất và giá cổ phiếu tại TP.HCM, Tạp chí phát triển và hội nhập, Tập 21, Số 11, tr.

37-41.

[8] Phan Thị Bích Nguyệt & Phạm Dương Phương Thảo (2013), Phân tích tác động

của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN, Tạp chí phát triển và

hội nhập, Tập 18, Số 8, tr. 34-41.

[9] Phan Thanh Hoàn & Nguyễn Đăng Hào (2007), Mối quan hệ giữa tỷ giá hối

đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004, Tạp chí khoa học, Số 43,

tr. 61-71.

[10] Bộ Giáo dục và Đào tạo (2011), 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,

TP. Hồ Chí Minh.

[11] Lê Xuân Sang (2012), Sự tác động của các biến vĩ mô: lãi suất, tỷ giá, lạm

phát, giá vàng đến VN-Index, Luận văn Thạc sĩ Tài chính – Ngân hàng, Trường Đại

học Mở TP. Hồ Chí Minh.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 64

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

[12] Nguyễn Thị Ngọc Tiên (2013), Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lợi

nhuận thị trường đối với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, Khóa luận tốt nghiệp đại học,

Trường Đại học kinh tế Huế.

[13] Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh, Nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh

lợi thị trường chứng khoán. Mô hình định giá thích hợp cho thị trường chứng khoán

Việt Nam, Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên.

[14] Phùng Thanh Bình (2012), Hướng dẫn sử dụng Eviews 6.0, Trường Đại học

Kinh tế TP. Hồ Chí Minh.

[15] Trần Thị Minh Trang, Nguyễn Thế Trọng & Nguyễn Trang Anh Tuấn (2012),

Ứng dụng mô hình VAR/VECM dự báo tình hình lạm phát ở Việt Nam, Đề tài nghiên

cứu khoa học, Trường Đại học Quốc gia TP. Hồ Chí Minh.

2. Tiếng Anh

[16] Robert D. Gay (2008), Effect of macroeconomic variables on stock market

returns for four emerging ecomomies: Barazil, Russia, India and China, International

Business & Economics Research Journal, Vol. 7, No. 3, pp. 1-8.

[17] Chunsheng Zhou (1996), Stock Market Flutuations and the Term Structure,

Peking University.

[18] Eugene F. Fama & G. William Schwert (1977), Asset returns and inflation,

Journal of Financial Economics, No. 5, pp. 115-146.

[19] Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj & Tahir Khan Durrani (2008), Interest rate

volatility and stock return and volatility, European Journal of Economics, Finance and

Administrative Sciences, No. 14, pp. 135-140.

[20] John Lintner (1975), Inflation and Security returns, The Journal of Finance,

Vol. 30, No. 2, pp. 259-280.

[21] Lalith P. Samarakoon (1996), Stock market returns and inflation: Sri Lankan

evidence, Sri Lankan Journal of Management, Vol. 1, No. 4, pp. 293-311.

[22] Komain Jiranyakul (2009), Economics forces and the Thai stock market, 1993 –

2007, NIDA Economic Review, Vol. 4, No. 2.

[23] Adel A. Al-Sharkas (2004), The dynamic relationship between macroeconomic

factors and the Jordanian stock market, International Journal of Applied Econometrics

ans Quantitative Studies, Vol. 1, No. 1, pp. 97-114.

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 65

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

[24] Mohammad Bayezid Ali (2011), Impact of Micro and Macroeconomic

Variables on Emerging Stock Market Return: A Case on Dhaka Stock Market (DSE),

Intedisciplinary Journal of Reseach in Business, Vol. 1, No. 5, pp. 08-16.

[25] Raj Aggarwal (1981), Exchange rates and stock prices: A study of the US

capital markets under floating exchange rates, Akron Business and Economic Review,

pp. 7-12.

[26] Zvi Bodie (1976), Common stocks as hedge against inflation, The Journal of

Finance, Vol. 31, No. 2, pp. 459-470.

[27] Charles R. Nelson (1976), Inflation and rates of return on common stocks, The

Journal of Finance, Vol. 31, No. 2, pp. 471-483.

[28] Bruno Solnik (1987), Using financial prices to test exchange rate models: A

note, The Journal of Finance, Vol. 42, No. 1, pp. 141-149.

[29] Ransford Charles Enyaah (2011), An analysis of the effects of interest rate and

exchange rate changes on stock market returns: empirical evidence of Ghana stock

exchange, Commonwealth Executive Masters of Business Administration.

[30] P. Bhanu Sireesha (2013), Effect of select macroeconomic variables on stock

market returns in India, International Journal of Marketing, Financial Services &

Management Research, Vol. 2, No. 6, pp. 197-209.

3. Website

[31] http://www.gso.gov.vn

[32] http://www.investing.com

[33] http://www.hsx.vn

[34] http://www.elibrary-data.imf.org

[35] http://www.adb.org

[36] http://www.sbv.gov.vn

[37] http://www.bloomberg.com

[38] http://www.vneconomy.vn

[39] http://www.saga.vn

[40] http://www.laisuat.vn

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 66

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

PHỤ LỤC

1. Dữ liệu thu thập

Bảng 1. Dữ liệu chỉ số VN-Index (VNI), lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm (GB10Y),

Tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng (EXC) và Chỉ số giá

tiêu dùng so với kỳ gốc năm 2005 (INF)

VNI 312.3 390.7 503.6 595.5 538.9 515.6 422.4 491.2 526.7 511.5 633.1 751.8 1,041.3 1,137.7 1,071.3 923.9 1,081.5 1,024.7 908.0 908.4 1,046.9 1,065.1 972.4 927.0 844.1 663.3 516.9 GB10Y 0.0925 0.0925 0.0925 0.0927 0.0925 0.0923 0.0925 0.0875 0.0873 0.0890 0.0850 0.0825 0.0829 0.0825 0.0811 0.0808 0.0808 0.0801 0.0850 0.0865 0.0870 0.0835 0.0880 0.0875 0.0874 0.0889 0.0908 EXC 15922 15910 15927 15934 15959 15996 16007 16014 16055 16083 16089 16054 16036 15990 16024 16047 16087 16125 16147 16270 16105 16100 16125 16114 16091 16050 15960 INF 104.26 106.50 105.99 106.19 106.80 107.21 107.61 108.02 108.32 108.63 109.24 109.85 110.96 113.40 113.10 113.71 114.52 115.53 116.65 117.26 117.87 118.78 120.20 123.65 126.60 131.17 135.03 Thời gian 01/2006 02/2006 03/2006 04/2006 05/2006 06/2006 07/2006 08/2006 09/2006 10/2006 11/2006 12/2006 01/2007 02/2007 03/2007 04/2007 05/2007 06/2007 07/2007 08/2007 09/2007 10/2007 11/2007 12/2007 01/2008 02/2008 03/2008

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

522.4 414.1 399.4 451.4 539.1 456.7 347.1 314.7 315.6 303.2 245.7 280.7 321.6 411.6 448.3 466.8 546.8 580.9 587.1 504.1 494.8 482.0 496.9 499.2 542.4 507.4 507.1 493.9 455.1 454.5 452.6 451.6 484.7 510.6 0.0928 0.0927 0.1710 0.1550 0.1550 0.1450 0.1450 0.1450 0.0980 0.0980 0.0980 0.0910 0.0900 0.0920 0.0970 0.0940 0.0980 0.0920 0.1092 0.1025 0.1104 0.1130 0.1154 0.1188 0.1180 0.1157 0.1127 0.1106 0.1110 0.1106 0.1102 0.1140 0.1142 0.1137 15967 16086 16514 16495 16495 16517 16511 16481 16977 16978 16972 16954 16937 16938 16953 16967 16974 16991 17010 17956 17941 17941 18544 18544 18544 18544 18544 18544 18932 18932 18932 18932 18932 18932 138.07 143.45 146.50 148.12 150.46 150.76 150.46 149.34 148.32 151.14 151.47 151.24 150.78 151.45 152.27 153.07 153.43 154.39 154.95 155.81 157.96 160.11 163.25 164.47 164.70 165.15 165.51 165.60 165.98 168.16 169.93 173.09 176.53 179.59 04/2008 05/2008 06/2008 07/2008 08/2008 09/2008 10/2008 11/2008 12/2008 01/2009 02/2009 03/2009 04/2009 05/2009 06/2009 07/2009 08/2009 09/2009 10/2009 11/2009 12/2009 01/2010 02/2010 03/2010 04/2010 05/2010 06/2010 07/2010 08/2010 09/2010 10/2010 11/2010 12/2010 01/2011

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

461.4 461.1 480.1 421.4 432.5 405.7 425.4 427.6 420.8 380.7 351.6 388.0 423.6 441.0 473.8 429.2 422.4 414.5 396.0 392.6 388.4 377.8 413.7 479.8 474.6 491.0 474.5 518.4 481.1 491.9 472.7 492.6 497.4 507.8 0.1154 0.1184 0.1198 0.1238 0.1196 0.1195 0.1194 0.1193 0.1198 0.1194 0.1199 0.1201 0.1144 0.1136 0.1081 0.0990 0.0989 0.1010 0.0998 0.0988 0.1007 0.0997 0.0984 0.0973 0.0931 0.0933 0.0921 0.0894 0.0890 0.0893 0.0881 0.0893 0.0885 0.0890 20673 20703 20698 20643 20618 20608 20628 20628 20803 20803 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 20828 21036 21036 21036 21036 21036 21036 183.35 187.32 193.54 197.82 199.97 202.31 204.19 205.87 206.61 207.42 208.51 210.60 213.48 213.82 213.94 214.32 213.76 213.14 214.48 219.20 221.07 222.10 222.71 225.48 228.47 228.03 228.07 227.94 228.06 228.67 230.56 233.00 234.16 234.94 02/2011 03/2011 04/2011 05/2011 06/2011 07/2011 08/2011 09/2011 10/2011 11/2011 12/2011 01/2012 02/2012 03/2012 04/2012 05/2012 06/2012 07/2012 08/2012 09/2012 10/2012 11/2012 12/2012 01/2013 02/2013 03/2013 04/2013 05/2013 06/2013 07/2013 08/2013 09/2013 10/2013 11/2013

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

504.6 556.5 0.0895 0.0885 21036 21036 236.14 237.78 12/2013 01/2014

Nguồn: www.hsx.vn, www.investing.vn, IMF

2. Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian

16

14

S eries : LNVNI S am ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97

12

10

8

6

Mean Median Maxim um Minim um S td. D ev. S kew nes s K urtos is

6.222169 6.176075 7.036764 5.504111 0.320714 0.924877 3.755630

4

2

Jarque-B era P robability

16.13661 0.000313

0

5.6

5.8

6.0

6.2

6.4

6.6

6.8

7.0

LNVNI

16

14

S eries : LNG B 10Y S am ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97

12

10

8

6

Mean Median Maxim um Minim um S td. D ev. S kew nes s K urtos is

-2.291349 -2.322788 -1.766092 -2.524479 0.161918 0.932134 3.564145

4

2

Jarque-B era P robability

15.33310 0.000468

0

-2.500

-2.375

-2.250

-2.125

-2.000

-1.875

-1.750

LNGB10Y

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

24

20

S eries : LNE XC S am ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97

16

12

8

Mean Median Maxim um Minim um S td. D ev. S kew nes s K urtos is

9.810778 9.795680 9.953991 9.674703 0.113825 0.113160 1.270523

4

Jarque-B era P robability

12.29602 0.002138

0

9.70

9.75

9.80

9.85

9.90

9.95

LNEXC

10

S eries : LNINF S am ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97

8

6

4

Mean Median Maxim um Minim um S td. D ev. S kew nes s K urtos is

5.084636 5.075872 5.471349 4.646926 0.265879 -0.159035 1.724020

2

Jarque-B era P robability

6.989230 0.030360

0 4.625

4.750

4.875

5.000

5.125

5.250

5.375

LNINF

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Hình 1. Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian LNVNI, LNGB10Y, LNEXC

và LNINF

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

3. Kiểm định tính dừng bằng kiểm định ADF của các chuỗi số liệu trong

nghiên cứu

Null Hypothesis: LNVNI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.1359

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-2.431480 -3.500669 -2.892200 -2.583192

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNVNI) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:47 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LNVNI(-1) D(LNVNI(-1)) C

-0.082528 0.348097 0.515797

0.033941 0.095201 0.211526

-2.431480 3.656441 2.438455

0.0170 0.0004 0.0167

0.003723 0.112284 -1.653151 -1.572502 -1.620563 2.023164

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.156467 Mean dependent var 0.138130 S.D. dependent var 0.104241 Akaike info criterion 0.999691 Schwarz criterion 81.52466 Hannan-Quinn criter. 8.532571 Durbin-Watson stat 0.000399

Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNVNI

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: LNGB10Y has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.1206

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-2.491716 -3.499910 -2.891871 -2.583017

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Bảng 3. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNGB10Y

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGB10Y) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M02 2014M01 Included observations: 96 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LNGB10Y(-1) C

-0.125873 -0.288704

0.050517 0.115968

-2.491716 -2.489525

0.0145 0.0145

-0.000460 0.082016 -2.196571 -2.143147 -2.174976 2.123042

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.061957 Mean dependent var 0.051978 S.D. dependent var 0.079856 Akaike info criterion 0.599436 Schwarz criterion 107.4354 Hannan-Quinn criter. 6.208649 Durbin-Watson stat 0.014465

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: LNEXC has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.8995

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-0.425090 -3.499910 -2.891871 -2.583017

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXC) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:43 Sample (adjusted): 2006M02 2014M01 Included observations: 96 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LNEXC(-1) C

-0.004596 0.047980

0.010811 0.106053

-0.425090 0.452420

0.6717 0.6520

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic

0.001919 Mean dependent var -0.008699 S.D. dependent var 0.011956 Akaike info criterion 0.013437 Schwarz criterion 289.7398 Hannan-Quinn criter. 0.180701 Durbin-Watson stat

0.002901 0.011904 -5.994579 -5.941155 -5.972984 2.078176

Bảng 4. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNEXC

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Prob(F-statistic)

0.671743

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: LNINF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.8812

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-0.521563 -3.500669 -2.892200 -2.583192

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNINF) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

LNINF(-1) D(LNINF(-1)) C

-0.001498 0.609411 0.010827

0.002872 0.081207 0.014689

-0.521563 7.504418 0.737083

0.6032 0.0000 0.4629

0.008455 0.009169 -6.978740 -6.898091 -6.946152 1.913715

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.384453 Mean dependent var 0.371072 S.D. dependent var 0.007271 Akaike info criterion 0.004864 Schwarz criterion 334.4902 Hannan-Quinn criter. 28.73031 Durbin-Watson stat 0.000000

Bảng 5. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNINF

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: D(LNVNI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.0000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-7.091440 -3.500669 -2.892200 -2.583192

Bảng 6. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNVNI)

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNVNI,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(LNVNI(-1)) C

-0.685414 0.002135

0.096654 0.010985

-7.091440 0.194328

0.0000 0.8463

-0.001327 0.132056 -1.611922 -1.558156 -1.590196 2.000532

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.350960 Mean dependent var 0.343981 S.D. dependent var 0.106959 Akaike info criterion 1.063933 Schwarz criterion 78.56629 Hannan-Quinn criter. 50.28852 Durbin-Watson stat 0.000000

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: D(LNGB10Y) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.0000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-10.99156 -3.500669 -2.892200 -2.583192

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGB10Y,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(LNGB10Y(-1)) C

-1.130178 -0.000511

0.102822 0.008432

-10.99156 -0.060541

0.0000 0.9519

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood

0.565043 Mean dependent var 0.560366 S.D. dependent var 0.082188 Akaike info criterion 0.628201 Schwarz criterion 103.5925 Hannan-Quinn criter.

-0.000118 0.123954 -2.138790 -2.085025 -2.117065

Bảng 7. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNGB10Y)

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

1.985118

F-statistic Prob(F-statistic)

120.8143 Durbin-Watson stat 0.000000

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: D(LNEXC) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.0000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-10.06664 -3.500669 -2.892200 -2.583192

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXC,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:44 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(LNEXC(-1)) C

-1.042715 0.003065

0.103581 0.001270

-10.06664 2.414381

0.0000 0.0177

7.94E-06 0.017275 -5.984579 -5.930813 -5.962853 2.005742

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.521451 Mean dependent var 0.516305 S.D. dependent var 0.012014 Akaike info criterion 0.013424 Schwarz criterion 286.2675 Hannan-Quinn criter. 101.3373 Durbin-Watson stat 0.000000

Bảng 8. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNEXC)

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

Null Hypothesis: D(LNINF) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.0001

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

-4.803391 -3.500669 -2.892200 -2.583192

Bảng 9. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNINF)

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNINF,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

D(LNINF(-1)) C

-0.387512 0.003184

0.080675 0.001017

-4.803391 3.131354

0.0000 0.0023

-0.000150 0.008048 -6.996840 -6.943074 -6.975115 1.917177

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.198777 Mean dependent var 0.190162 S.D. dependent var 0.007243 Akaike info criterion 0.004878 Schwarz criterion 334.3499 Hannan-Quinn criter. 23.07256 Durbin-Watson stat 0.000006

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

4. Xác định độ trễ tối ưu

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF Exogenous variables: C Date: 05/14/14 Time: 14:54 Sample: 2006M01 2014M01 Included observations: 89

Lag

LogL

LR

FPE

AIC

SC

HQ

0 1 2 3 4 5 6 7 8

222.6619 744.9624 789.7784 817.3426 824.1936 834.6799 848.5630 866.8269 878.0561

NA 985.9155 80.56810 47.07606* 11.08474 16.02395 19.96665 24.62554 14.13118

8.63e-08 9.89e-13 5.19e-13 4.02e-13* 4.99e-13 5.75e-13 6.19e-13 6.10e-13 7.14e-13

-4.913751 -16.29129 -16.93884 -17.19871* -16.99312 -16.86921 -16.82164 -16.87251 -16.76531

-4.801902 -15.73204 -15.93220* -15.74468 -15.09169 -14.52039 -14.02542 -13.62890 -13.07430

-4.868667 -16.06587 -16.53309 -16.61263* -16.22670 -15.92247 -15.69456 -15.56511 -15.27757

* indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion

Bảng 10. Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

5. Kiểm định đồng tích hợp

Date: 05/14/14 Time: 14:59 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF Lags interval (in first differences): 1 to 3

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None At most 1 At most 2 At most 3

0.263350 0.131397 0.060249 0.003278

47.61000 19.18531 6.084439 0.305345

47.85613 29.79707 15.49471 3.841466

0.0527 0.4797 0.6855 0.5805

Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized No. of CE(s)

Eigenvalue

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Prob.**

None * At most 1 At most 2 At most 3

0.263350 0.131397 0.060249 0.003278

28.42469 13.10087 5.779094 0.305345

27.58434 21.13162 14.26460 3.841466

0.0390 0.4430 0.6417 0.5805

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

LNVNI 3.547721 -3.747745 -0.147888 -1.135794

LNGB10Y 9.280463 1.522635 -2.558305 0.847795

LNEXC -9.560326 6.449421 -31.09866 -4.433815

LNINF 4.693198 -3.845125 14.10124 -2.642200

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(LNVNI) D(LNGB10Y) D(LNEXC) D(LNINF)

-0.035548 -0.021797 0.001993 -0.000496

0.017976 -0.005641 0.000391 -0.001914

-0.008095 0.012595 0.001312 -0.000469

0.001006 -0.000383 0.000558 0.000157

1 Cointegrating Equation(s):

Log likelihood

843.1882

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

Bảng 11. Kết quả kiểm định đồng tích hợp

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

LNVNI 1.000000

LNGB10Y 2.615894 (0.44479)

LNEXC -2.694780 (1.70699)

LNINF 1.322877 (0.76135)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LNVNI)

D(LNGB10Y)

D(LNEXC)

D(LNINF)

-0.126115 (0.03431) -0.077330 (0.02602) 0.007069 (0.00465) -0.001760 (0.00252)

2 Cointegrating Equation(s):

Log likelihood

849.7387

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LNVNI 1.000000

LNGB10Y 0.000000

0.000000

1.000000

LNINF 1.065896 (0.93172) 0.098238 (0.42972)

LNEXC -1.851804 (2.13462) -0.322251 (0.98452)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LNVNI)

D(LNGB10Y)

D(LNEXC)

D(LNINF)

-0.193486 (0.04881) -0.056190 (0.03770) 0.005606 (0.00676) 0.005415 (0.00349)

-0.302532 (0.08895) -0.210877 (0.06871) 0.019088 (0.01232) -0.007520 (0.00636)

3 Cointegrating Equation(s):

Log likelihood

852.6282

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LNVNI 1.000000

LNGB10Y 0.000000

LNEXC 0.000000

0.000000

1.000000

0.000000

0.000000

0.000000

1.000000

LNINF 0.231343 (0.29747) -0.046991 (0.12191) -0.450670 (0.05571)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LNVNI)

D(LNGB10Y)

D(LNEXC)

D(LNINF)

-0.192289 (0.04860) -0.058053 (0.03700) 0.005412 (0.00672) 0.005484 (0.00348)

-0.281822 (0.09176) -0.243099 (0.06986) 0.015732 (0.01268) -0.006320 (0.00657)

0.707539 (0.31226) -0.219678 (0.23773) -0.057328 (0.04317) 0.006980 (0.02236)

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

6. Kết quả ước lượng bằng mô hình VECM

Vector Error Correction Estimates Date: 05/14/14 Time: 15:10 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq:

CointEq1

LNVNI(-1)

1.000000

LNGB10Y(-1)

2.615894 (0.44479) [ 5.88119]

LNEXC(-1)

-2.694780 (1.70699) [-1.57867]

LNINF(-1)

1.322877 (0.76135) [ 1.73754]

C

19.46019

Error Correction:

D(LNVNI)

D(LNGB10Y)

D(LNEXC)

D(LNINF)

CointEq1

-0.126115 (0.03431) [-3.67528]

-0.077330 (0.02602) [-2.97221]

0.007069 (0.00465) [ 1.52048]

-0.001760 (0.00252) [-0.69921]

D(LNVNI(-1))

0.191973 (0.10351) [ 1.85465]

-0.144281 (0.07848) [-1.83838]

-0.001916 (0.01403) [-0.13664]

0.009780 (0.00759) [ 1.28772]

D(LNVNI(-2))

0.062044 (0.10104) [ 0.61405]

0.210377 (0.07661) [ 2.74603]

0.006968 (0.01369) [ 0.50896]

-0.011900 (0.00741) [-1.60517]

D(LNVNI(-3))

-0.141507 (0.09786) [-1.44598]

-0.045903 (0.07420) [-0.61864]

-0.013958 (0.01326) [-1.05265]

-0.005187 (0.00718) [-0.72242]

D(LNGB10Y(-1))

0.499665 (0.14610) [ 3.41999]

-0.055899 (0.11078) [-0.50460]

0.008138 (0.01980) [ 0.41110]

-0.011816 (0.01072) [-1.10224]

D(LNGB10Y(-2))

0.532290 (0.14941) [ 3.56253]

0.135331 (0.11329) [ 1.19457]

-0.012341 (0.02025) [-0.60956]

0.012024 (0.01096) [ 1.09681]

D(LNGB10Y(-3))

0.006413 (0.15233) [ 0.04210]

0.093152 (0.11550) [ 0.80653]

-0.011461 (0.02064) [-0.55526]

-0.003127 (0.01118) [-0.27975]

D(LNEXC(-1))

0.339634

0.409462

-0.055771

0.094733

Bảng 12. Kết quả ước lượng bằng mô hình VECM

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

(0.83093) [ 0.40874]

(0.63003) [ 0.64991]

(0.11259) [-0.49536]

(0.06097) [ 1.55387]

D(LNEXC(-2))

-0.086493 (0.11486) [-0.75305]

0.050276 (0.06219) [ 0.80837]

0.974818 (0.84767) [ 1.14999]

0.172720 (0.64272) [ 0.26873]

D(LNEXC(-3))

-0.007771 (0.11586) [-0.06707]

-0.022559 (0.06274) [-0.35958]

-0.158017 (0.85508) [-0.18480]

-0.411408 (0.64834) [-0.63456]

D(LNINF(-1))

0.015682 (0.21015) [ 0.07462]

0.620140 (0.11379) [ 5.44975]

-3.006826 (1.55092) [-1.93874]

4.035583 (1.17593) [ 3.43181]

D(LNINF(-2))

-0.026271 (0.24420) [-0.10758]

0.079022 (0.13223) [ 0.59760]

-0.413019 (1.80224) [-0.22917]

-1.095933 (1.36649) [-0.80200]

D(LNINF(-3))

0.003011 (0.20684) [ 0.01456]

0.000228 (0.11200) [ 0.00203]

0.073972 (1.52650) [ 0.04846]

1.639027 (1.15742) [ 1.41610]

C

0.003542 (0.00236) [ 1.50157]

0.002343 (0.00128) [ 1.83481]

0.025502 (0.01741) [ 1.46509]

-0.040987 (0.01320) [-3.10549]

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

0.061013 -0.093503 0.012619 0.012639 0.394866 282.1283 -5.766199 -5.384948 0.002987 0.012086

0.518205 0.438922 0.003700 0.006844 6.536163 339.1767 -6.993047 -6.611796 0.008668 0.009137

0.371651 0.268252 0.687326 0.093276 3.594334 96.23962 -1.768594 -1.387342 -0.000728 0.109040

0.381646 0.279891 0.395141 0.070723 3.750654 121.9804 -2.322160 -1.940908 -0.000499 0.083342

3.01E-13 1.57E-13 843.1882 -16.84276 -15.20882

Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

7. Mô hình xác định mối quan hệ trong ngắn hạn

Dependent Variable: D(LNVNI) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 15:14 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments D(LNVNI) = C(1)*( LNVNI(-1) + 2.61589432539*LNGB10Y(-1) - 2.69477961981*LNEXC(-1) + 1.32287682386*LNINF(-1) + 19.4601880089 ) + C(2)*D(LNVNI(-1)) + C(3)*D(LNVNI(-2)) + C(4) *D(LNVNI(-3)) + C(5)*D(LNGB10Y(-1)) + C(6)*D(LNGB10Y(-2)) + C(7) *D(LNGB10Y(-3)) + C(8)*D(LNEXC(-1)) + C(9)*D(LNEXC(-2)) + C(10) *D(LNEXC(-3)) + C(11)*D(LNINF(-1)) + C(12)*D(LNINF(-2)) + C(13) *D(LNINF(-3)) + C(14)

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14)

-0.126115 0.191973 0.062044 -0.141507 0.499665 0.532290 0.006413 0.339634 0.974818 -0.158017 -3.006826 -0.413019 0.073972 0.025502

0.034314 0.103509 0.101041 0.097862 0.146102 0.149414 0.152327 0.830928 0.847673 0.855079 1.550916 1.802240 1.526499 0.017407

-3.675282 1.854648 0.614047 -1.445983 3.419985 3.562527 0.042101 0.408741 1.149993 -0.184798 -1.938741 -0.229170 0.048459 1.465093

0.0004 0.0674 0.5409 0.1521 0.0010 0.0006 0.9665 0.6838 0.2536 0.8539 0.0561 0.8193 0.9615 0.1469

-0.000728 0.109040 -1.768594 -1.387342 -1.614656 1.935429

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.371651 Mean dependent var 0.268252 S.D. dependent var 0.093276 Akaike info criterion 0.687326 Schwarz criterion 96.23962 Hannan-Quinn criter. 3.594334 Durbin-Watson stat 0.000191

Bảng 13. Kết quả ước lượng mô hình xác định mối quan hệ trong ngắn hạn

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

8. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy

Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11)

t-Statistic

Prob.*

0.0000

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

-9.617070 -3.503049 -2.893230 -2.583740

1% level 5% level 10% level

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID01) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 15:49 Sample (adjusted): 2006M06 2014M01 Included observations: 92 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

RESID01(-1) C

-0.992477 0.001924

0.103200 0.008900

-9.617070 0.216148

0.0000 0.8294

0.002527 0.120880 -2.062368 -2.007546 -2.040241 2.021811

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.506817 Mean dependent var 0.501337 S.D. dependent var 0.085360 Akaike info criterion 0.655777 Schwarz criterion 96.86892 Hannan-Quinn criter. 92.48803 Durbin-Watson stat 0.000000

Bảng 14. Kết quả kiểm định tính dừng (ADF) của phần dư

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic Obs*R-squared

0.351411 Prob. F(3,76) 1.272398 Prob. Chi-Square(3)

0.7882 0.7357

Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 16:06 Sample: 2006M05 2014M01 Included observations: 93 Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3)

-0.057592 -0.284739 -0.008252 -0.039165 0.170068 0.231319 0.232047 -0.235782 0.043499 0.366521 0.092657 -0.933246 -0.409515 0.010857 0.342273 0.140470 0.124534

0.102081 0.662588 0.303850 0.188052 0.299755 0.388976 0.429309 0.883727 0.885343 1.101951 1.594337 2.869133 1.652689 0.023757 0.765164 0.268957 0.237863

-0.564183 -0.429739 -0.027157 -0.208268 0.567359 0.594687 0.540514 -0.266805 0.049133 0.332611 0.058116 -0.325271 -0.247787 0.457030 0.447320 0.522275 0.523555

0.5743 0.6686 0.9784 0.8356 0.5721 0.5538 0.5904 0.7903 0.9609 0.7403 0.9538 0.7459 0.8050 0.6490 0.6559 0.6030 0.6021

5.29E-16 0.086435 -1.717854 -1.254906 -1.530929 1.938710

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.013682 Mean dependent var -0.193964 S.D. dependent var 0.094446 Akaike info criterion 0.677922 Schwarz criterion 96.88021 Hannan-Quinn criter. 0.065890 Durbin-Watson stat 1.000000

Bảng 15. Kết quả kiểm định tự tương quan của phần dư

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH

Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức

Heteroskedasticity Test: ARCH

F-statistic Obs*R-squared

1.349926 Prob. F(3,86) 4.047540 Prob. Chi-Square(3)

0.2636 0.2564

Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 16:07 Sample (adjusted): 2006M08 2014M01 Included observations: 90 after adjustments

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C RESID^2(-1) RESID^2(-2) RESID^2(-3)

0.004969 0.001968 0.041142 0.185611

0.001620 0.097208 0.096494 0.095193

3.066851 0.020245 0.426372 1.949834

0.0029 0.9839 0.6709 0.0545

0.006684 0.010700 -6.205411 -6.094308 -6.160608 1.992224

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.044973 Mean dependent var 0.011658 S.D. dependent var 0.010638 Akaike info criterion 0.009732 Schwarz criterion 283.2435 Hannan-Quinn criter. 1.349926 Durbin-Watson stat 0.263618

Bảng 16. Kết qủa kiểm định phương sai sai số thay đổi

Nguồn: Theo tính toán của tác giả

SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH