Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Ảnh hưởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

==========

NGUYỄN THANH HƢƠNG

ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

==========

NGUYỄN THANH HƢƠNG

ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

Chuyên ngành : Tài chính–Ngân hàng

Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC:

PGS.TS TRẦM THỊ XUÂN HƢƠNG

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng đây là công trình nghiên cứu của tôi, có sự hỗ trợ từ Giảng

viên hƣớng dẫn là PGS. TS Trầm Thị Xuân Hƣơng. Các nội dung nghiên cứu và kết

quả trong đề tài này là trung thực và chƣa từng đƣợc ai công bố trong bất cứ công

trình nào. Những số liệu trong các bảng biểu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét,

đánh giá đƣợc chính tác giả thu thập từ các nguồn khác nhau có ghi trong phần tài

liệu tham khảo. Nếu phát hiện có bất kỳ sự gian lận nào tôi xin hoàn toàn chịu trách

nhiệm trƣớc Hội đồng, cũng nhƣ kết quả luận văn của mình.

TP.HCM, ngày 24 tháng 10 năm 2013

Tác giả

Nguyễn Thanh Hƣơng

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

LỜI MỞ ĐẦU .................................................................................................................. 1

1. Lý do chọn đề tài ....................................................................................................... 1

2. Sự cần thiết của đề tài ................................................................................................ 2

3. Mục tiêu nghiên cứu đề tài ........................................................................................ 2

4. Đối tƣợng nghiên cứu và phạm vi nghiên cứu .......................................................... 3

5. Phƣơng pháp nghiên cứu ........................................................................................... 3

6. Cấu trúc của đề tài ..................................................................................................... 4

CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ

MÔ TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN .................................................................... 5

1.1 Thị trƣờng chứng khoán ............................................................................................ 5

1.1.1 Khái niệm ............................................................................................................ 5

1.1.2 Chức năng của thị trƣờng chứng khoán .............................................................. 5

1.1.2.1 Huy động vốn đầu tƣ cho nền kinh tế ................................................................. 5

1.1.2.2 Cung cấp môi trƣờng đầu tƣ cho công chúng ..................................................... 5

1.1.2.3 Tạo tính thanh khoản cho các chứng khoán........................................................ 5

1.1.2.4 Đánh giá hoạt động của doanh nghiệp ................................................................ 6

1.1.2.5 Tạo môi trƣờng giúp Chính phủ thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô ........... 6

1.1.3 Cơ cấu thị trƣờng chứng khoán .......................................................................... 6

1.1.3.1 Căn cứ vào phƣơng tiện pháp lý của hình thức tổ chức thị trƣờng ..................... 6

1.1.3.2 Căn cứ vào tính chất phát hành hay lƣu hành của chứng khoán ......................... 7

1.1.3.3 Căn cứ vào phƣơng thức giao dịch ..................................................................... 8

1.1.3.4 Căn cứ vào đặc điểm các loại hàng hóa lƣu hành trên TTCK ............................ 8

1.2 Chỉ số giá chứng khoán ............................................................................................. 8

1.2.1 Khái niệm ............................................................................................................ 8

1.2.2 Một số chỉ số giá chứng khoán trên thế giới ....................................................... 9

1.2.3

Phƣơng pháp tính chỉ số giá chứng khoán ........................................................ 13

1.2.3.1 Phƣơng pháp Passcher ...................................................................................... 13

1.2.3.2 Phƣơng pháp Laspeyres .................................................................................... 14

1.2.3.3 Chỉ số giá bình quân Fisher .............................................................................. 14

1.2.3.4 Phƣơng pháp bình quân đơn giản ..................................................................... 15

1.2.3.5 Phƣơng pháp bình quân nhân đơn giản............................................................. 15

1.3 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán ...................... 16

1.3.1 Các nghiên cứu trƣớc đây ................................................................................. 16

1.3.1.1 Các nghiên cứu trên thế giới ............................................................................. 16

1.3.1.2 Các nghiên cứu tại Việt Nam ............................................................................ 20

1.3.2 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán ............... 21

1.3.2.1 Ảnh hƣởng của giá vàng tới chỉ số giá chứng khoán ........................................ 21

1.3.2.2 Ảnh hƣởng của giá dầu tới chỉ số giá chứng khoán .......................................... 22

1.3.2.3 Ảnh hƣởng của lãi suất tới chỉ số giá chứng khoán .......................................... 23

1.3.2.4 Ảnh hƣởng của lạm phát tới chỉ số giá chứng khoán ....................................... 25

1.3.2.5 Ảnh hƣởng của tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá chứng khoán .............................. 26

1.3.2.6 Ảnh hƣởng của cung tiền mở rộng tới chỉ số giá chứng khoán ........................ 28

1.3.2.7 Ảnh hƣởng của chỉ số sản xuất công nghiệp tới chỉ số giá chứng khoán ......... 30

KẾT LUẬN CHƢƠNG 1 ............................................................................................... 31

CHƢƠNG 2: PHÂN TÍCH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ

TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN .......................................................................... 32

2.1 Tình hình kinh tế vĩ mô tại Việt Nam ...................................................................... 32

2.2 Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam ........................................................................... 35

2.2.1

Phƣơng pháp tính chỉ số VN-Index .................................................................. 35

2.2.2 Diễn biến của chỉ số VN-Index ......................................................................... 36

2.3 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam ..... 38

2.4 Mô hình nghiên cứu ................................................................................................. 41

2.4.1 Dữ liệu nghiên cứu ............................................................................................ 41

2.4.2

Phƣơng pháp nghiên cứu .................................................................................. 44

2.4.3 Các bƣớc thực hiện ........................................................................................... 46

2.4.4 Kết quả nghiên cứu ........................................................................................... 47

2.4.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit roots test) ....................................................... 47

2.4.4.2 Xác định độ trễ tối ƣu sử dụng trong mô hình .................................................. 48

2.4.4.2.1 Xác định độ trễ tối đa ....................................................................................... 49

2.4.4.2.2 Xác định độ trễ tối ƣu ...................................................................................... 49

2.4.4.3 Kiểm định đồng liên kết theo phƣơng pháp Johansen ...................................... 50

2.4.4.4 Kiểm định nhân quả Granger ............................................................................ 52

2.4.4.5 Kết quả kiểm định mô hình VAR ...................................................................... 55

2.4.4.6 Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition) ................................. 59

2.4.4.7 Phân tích hàm phản ứng đẩy ............................................................................. 61

2.5 Đánh giá ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam

........................................................................................................................... 63

KẾT LUẬN CHƢƠNG 2 ............................................................................................... 68

CHƢƠNG 3: MỘT SỐ GIẢI PHÁP ĐỐI VỚI CHÍNH SÁCH KINH TẾ VĨ MÔ

NHẰM TẠO ĐIỀU KIỆN ĐỂ PHÁT TRIỂN THỊ TRƢỜNG CHỨNG KHOÁN

VIỆT NAM .................................................................................................................... 69

3.1 Định hƣớng phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đến năm 2020 ............... 69

3.2 Một số giải pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều kiện để phát triển

thị trƣờng chứng khoán Việt Nam ................................................................................... 70

3.2.1 Ổn định lƣợng cung tiền, kiểm soát lạm phát ................................................... 70

3.2.2 Minh bạch hoá thông tin, ổn định thị trƣờng xăng dầu .................................... 72

KẾT LUẬN CHƢƠNG 3 ............................................................................................... 77

KẾT LUẬN .................................................................................................................... 78

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT

 ADF: Augmented Dickey-Fuller - Phƣơng pháp Dickey-Fuller bổ sung

 CPI: Consumer Price Index - Chỉ số giá tiêu dùng

 EIA: Energy Information Administration - Cơ quan Quản lý Thông tin Năng lƣợng

 EX: Exchange Rate - Tỷ giá hối đoái

 GSO: General Statistics Office - Tổng cục thống kê Việt Nam

 IFS: International Financial Statistics - Thống kê tài chính Quốc tế

 IMF: International Monetary - Quỹ tiền tệ quốc tế

 IPI: Industrial Production Index - Chỉ số sản xuất công nghiệp

 M2: Cung tiền mở rộng

 NHNN: Ngân hàng Nhà nƣớc

 OLS: Ordinary least squares - Phƣơng pháp bình phƣơng nhỏ nhất

 TTCK: Thị trƣờng chứng khoán

 TTLKCK: Trung tâm lƣu ký chứng khoán

 UBCK: Ủy ban chứng khoán

 VAR: Vector Autoregession - Tự hồi quy vector

 VND: Việt Nam đồng

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

Hình 1.1: Cung ứng tiền tệ ........................................................................................ 28

Hình 2.1: Tình hình tăng trƣởng GDP ...................................................................... 34

Hình 2.2: Diễn biến của chỉ số VN-Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô từ năm 2004

đến 2012 .................................................................................................................... 38

Hình 2.3: Kết quả phân rã phƣơng sai ...................................................................... 60

Hình 2.4: Phản ứng của VN-Index đối với cú sốc của các biến số kinh tế .............. 62

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 2.1: Các yếu tố kinh tế vĩ mô sử dụng trong nghiên cứu ................................. 43

Bảng 2.2: Kết quả kiểm định tính dừng của các biến ............................................... 48

Bảng 2.3: Xác định độ trễ tối đa sử dụng trong mô hình VAR ................................. 49

Bảng 2.4 Xác định độ trễ tối ƣu sử dụng trong mô hình VAR ................................. 49

Bảng 2.5: Kiểm định Trace ....................................................................................... 51

Bảng 2.6: Kiểm định giá trị riêng cực đại ................................................................. 52

Bảng 2.7: Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa các biến số ........................... 53

Bảng 2.8: Kết quả hồi quy mô hình VAR ................................................................. 55

Bảng 2.9: Kết quả phân tích phân rã phƣơng sai ...................................................... 59

LỜI MỞ ĐẦU

1. Lý do chọn đề tài:

Là một nền kinh tế đang phát triển, có vị trí địa lý chiến lƣợc thuận lợi về mậu dịch,

Việt Nam không ngừng thu hút đầu tƣ trong và ngoài nƣớc. Sự xuất hiện của TTCK

là xu thế tất yếu để tăng tốc đầu tƣ và phát triển. Việc đƣa vào vận hành Trung tâm

giao dịch chứng khoán TP.HCM ngày 20/07/2000 và thực hiện phiên giao dịch đầu

tiên vào ngày 28/07/2000 đã đánh dấu cho việc xuất hiện của TTCK Việt Nam. Tại

thời điểm này chỉ có 2 doanh nghiệp niêm yết với 2 loại cổ phiếu là REE và SAM

với số vốn 270 tỷ đồng và một số ít trái phiếu chính phủ. Tuy nhiên đến nay quy mô

thị trƣờng tăng 50 lần và tỷ lệ vốn hoá trên GDP đạt trên 30% với gần 800 doanh

nghiệp giao dịch. TTCK Việt Nam đã có những bƣớc phát triển nhanh chóng, góp

phần vào sự phát triển nền kinh tế của đất nƣớc, là kênh huy động vốn hiệu quả cho

các doanh nghiệp và cung cấp môi trƣờng đầu tƣ cho công chúng.

Tuy nhiên, trong những năm gần đây, những thay đổi trong chính sách kinh tế vĩ

mô đã tác động rất lớn đến TTCK làm cho thị trƣờng trải qua nhiều giai đoạn biến

động mạnh.

Điều này ảnh hƣởng tới sự phát triển của nền kinh tế và làm thay đổi các quyết định

đầu tƣ. Vì vậy, đánh giá tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán có một vai trò quan trọng đối với nhà đầu tƣ cá nhân, tổ chức và các nhà

hoạch định chính sách. Có rất nhiều nghiên cứu trên các TTCK đã phát triển, mới

nổi và chƣa phát triển đã xác định xem yếu tố kinh tế vĩ mô nào thực sự tác động tới

chỉ số giá chứng khoán cũng nhƣ là mức độ tác động của chúng. Bằng việc kiểm

định trong thực tế qua mô hình kinh tế lƣợng sẽ giúp ta có cái nhìn tổng quát hơn về

biến động của chỉ số giá chứng khoán để đƣa ra các kiến nghị cho việc xây dựng và

hoàn thiện các chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều kiện để phát triển TTCK.

Xuất phát từ những lý do trên, tác giả đã chọn đề tài “Ảnh hƣởng của các yếu tố

kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam” để nghiên cứu và làm luận

văn tốt nghiệp thạc sĩ của mình.

2. Sự cần thiết của đề tài:

Ở thị trƣờng Việt Nam, việc thay đổi của các chính sách cũng nhƣ các biến số vĩ mô

thƣờng xảy ra khá đột ngột nên thƣờng có tác động khá mạnh (tích cực và tiêu cực)

lên tâm lý của các nhà đầu tƣ, nhất là trong lĩnh vực chứng khoán. Bằng việc phân

tích trong thực tế sự tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán giúp chúng ta có cái nhìn tổng quát hơn về rủi ro và biến động của chỉ số giá

chứng khoán để lập ra các dự báo cũng nhƣ phòng ngừa cho những hoạt động đầu

tƣ. Do đó, đề tài “Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam” là một đề tài có tính cấp thiết và có ý nghĩa thực tiễn nhất định

trong hiện tại, đề tài này là cơ sở để nhà quản lý, các chủ thể có liên quan có thể tạo

ra tiền đề rất quan trọng cho các giải pháp thúc đẩy TTCK Việt Nam trong thời gian

tới.

3. Mục tiêu nghiên cứu đề tài:

Mục tiêu nghiên cứu của đề tài chủ yếu làm sảng tỏ tác động của các yếu tố kinh tế

vĩ mô bao gồm giá vàng, giá dầu, lãi suất, lạm phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở

rộng, chỉ số sản xuất công nghiệp tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam và đo lƣờng

mức độ tác động của chúng.

Mục tiêu nghiên cứu cụ thể của đề tài là:

 Nghiên cứu ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam

 Đo lƣờng ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam

 Đánh giá sự ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam

 Đề xuất một số giải pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều kiện để

phát triển TTCK Việt Nam

Để đạt đƣợc mục tiêu trên, nghiên cứu sẽ tập trung phân tích để trả lời các câu hỏi

 Thứ nhất, xác định xem liệu có tồn tại mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô

với chỉ số giá chứng khoán Việt Nam hay không ?

 Thứ hai, trong trƣờng hợp có tồn tại mối quan hệ thì yếu tố kinh tế vĩ mô nào có

ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán và chỉ số giá chứng khoán tác động đến

yếu tố kinh tế vĩ mô nào, mức độ tác động ra sao?

4. Đối tƣợng nghiên cứu và phạm vi nghiên cứu:

Đối tƣợng nghiên cứu của đề tài là chỉ số VN-Index, giá vàng, giá dầu, lãi suất, lạm

phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng và chỉ số sản xuất công nghiệp.

Phạm vi nghiên cứu:

 Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam, giá vàng trong nƣớc, giá dầu thế giới, lãi

suất, lạm phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng M2 và chỉ số sản xuất công

nghiệp.

 Thời gian nghiên cứu từ tháng 01/2004 đến tháng 02/2013, gồm 110 quan sát.

5. Phƣơng pháp nghiên cứu:

Tác giả sử dụng mô hình tự hồi quy vector (VAR) để kiểm định tác động của yếu tố

kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. Trong đó các biến bao gồm:

 Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam đƣợc đo bằng chỉ số VN-Index

 Giá vàng trong nƣớc

 Giá dầu thế giới

 Lãi suất gửi tiết kiệm 1 tháng

 Lạm phát đƣợc đo bằng chỉ số giá CPI

 Tỷ giá hối đoái đƣợc đo bằng tỷ giá USD/VND

 Cung tiền mở rộng M2

 Chỉ số sản xuất công nghiệp

Bên cạnh đó, tác giả có sử dụng một số phần mềm để phân tích và xử lý số liệu nhƣ

Excel, phân tích thống kê, so sánh, chọn mẫu, phần mềm Eview 6 để chạy hồi quy.

6. Cấu trúc của đề tài: Bố cục của đề tài đƣợc chia làm ba chƣơng:

 Chƣơng 1: Tổng quan về ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá

chứng khoán

 Chƣơng 2: Phân tích ảnh hƣởng của yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam

 Chƣơng 3: Một số giải pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều

kiện để phát triển TTCK Việt Nam

CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ

VĨ MÔ TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN

1.1 Thị trƣờng chứng khoán

1.1.1 Khái niệm

Thị trƣờng chứng khoán (TTCK) là một bộ phận quan trọng của thị trƣờng vốn,

hoạt động của nó nhằm huy động những nguồn vốn tiết kiệm nhỏ trong xã hội tập

trung thành nguồn vốn lớn tài trợ cho doanh nghiệp, các tổ chức kinh tế và Chính

phủ để phát triển sản xuất, tăng trƣởng kinh tế hay cho các dự án đầu tƣ.

TTCK là nơi diễn ra các hoạt động giao dịch mua bán các loại chứng khoán. Việc

mua bán đƣợc tiến hành ở hai thị trƣờng sơ cấp và thứ cấp. Do vậy TTCK là nơi

chứng khoán đƣợc phát hành và trao đổi.

1.1.2 Chức năng của thị trƣờng chứng khoán

1.1.2.1 Huy động vốn đầu tƣ cho nền kinh tế

Khi các nhà đầu tƣ mua chứng khoán do các công ty phát hành, số tiền nhàn rỗi của

họ đƣợc đƣa vào hoạt động sản xuất kinh doanh và qua đó góp phần mở rộng sản

xuất xã hội. Thông qua TTCK, Chính phủ và chính quyền ở các địa phƣơng cũng

huy động đƣợc các nguồn vốn cho mục đích sử dụng và đầu tƣ phát triển hạ tầng

kinh tế, phục vụ các nhu cầu chung của xã hội.

1.1.2.2 Cung cấp môi trƣờng đầu tƣ cho công chúng

TTCK cung cấp cho công chúng một môi trƣờng đầu tƣ lành mạnh với các cơ hội

lựa chọn phong phú. Các loại chứng khoán trên thị trƣờng rất khác nhau về tính

chất, thời hạn và độ rủi ro, cho phép các nhà đầu tƣ có thể lựa chọn loại hàng hoá

phù hợp với khả năng, mục tiêu và sở thích của mình.

1.1.2.3 Tạo tính thanh khoản cho các chứng khoán

Nhờ có TTCK các nhà đầu tƣ có thể chuyển đổi các chứng khoán họ sở hữu thành

tiền mặt hoặc các loại chứng khoán khác khi họ muốn. Khả năng thanh khoản là

một trong những đặc tính hấp dẫn của chứng khoán đối với ngƣời đầu tƣ. Đây là

yếu tố cho thấy tính linh hoạt, an toàn của vốn đầu tƣ. TTCK hoạt động càng năng

động và có hiệu quả thì tính thanh khoản của các chứng khoán giao dịch trên thị

trƣờng càng cao.

1.1.2.4 Đánh giá hoạt động của doanh nghiệp

Thông qua chứng khoán, hoạt động của các doanh nghiệp đƣợc phản ánh một cách

tổng hợp và chính xác, giúp cho việc đánh giá và so sánh hoạt động của doanh

nghiệp đƣợc nhanh chóng và thuận tiện, từ đó cũng tạo ra một môi trƣờng cạnh

tranh lành mạnh nhằm nâng cao hiệu quả sử dụng vốn, kích thích áp dụng công

nghệ mới, cải tiến sản phẩm.

1.1.2.5 Tạo môi trƣờng giúp Chính phủ thực hiện các chính sách kinh tế vĩ

mô

Các chỉ báo của TTCK phản ánh động thái của nền kinh tế một cách nhạy bén và

chính xác. Giá các chứng khoán tăng lên cho thấy đầu tƣ đang mở rộng, nền kinh tế

tăng trƣởng; ngƣợc lại giá chứng khoán giảm sẽ cho thấy các dấu hiệu tiêu cực của

nền kinh tế. Vì thế, TTCK đƣợc gọi là phong vũ biểu của nền kinh tế và là một công

cụ quan trọng giúp Chính phủ thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô. Thông qua

TTCK, Chính phủ có thể mua và bán trái phiếu Chính phủ để tạo ra nguồn thu bù

đắp thâm hụt ngân sách và quản lý lạm phát. Ngoài ra, Chính phủ cũng có thể sử

dụng một số chính sách, biện pháp tác động vào TTCK nhằm định hƣớng đầu tƣ

đảm bảo cho sự phát triển cân đối của nền kinh tế.

1.1.3 Cơ cấu thị trƣờng chứng khoán

1.1.3.1 Căn cứ vào phƣơng tiện pháp lý của hình thức tổ chức thị trƣờng

TTCK chính thức (The stock exchange) hay còn gọi là TTCK tập trung, là TTCK

hoạt động theo các quy định pháp luật, là nơi mua bán các loại chứng khoán đã

đƣợc đăng ký. TTCK chính thức có địa điểm và thời gian mua bán rõ rệt, giá cả

đƣợc định theo thể thức đấu giá công khai, có sự kiểm soát của cơ quan quản lý Nhà

Nƣớc về chứng khoán. TTCK đƣợc thực hiện bằng các Sở giao dịch chứng khoán.

TTCK phi chính thức (Over the counter market – OTC) hay còn gọi là TTCK phi

tập trung, là TTCK mua bán chứng khoán ngoài Sở giao dịch chứng khoán, không

có địa điểm tập trung những ngƣời môi giới, những ngƣời kinh doanh chứng khoán

nhƣ ở Sở giao dịch chứng khoán, không có sự kiểm soát của cơ quan quản lý Nhà

Nƣớc về chứng khoán, không có ngày giờ hay thủ tục nhất định mà do sự thỏa

thuận của ngƣời mua và ngƣời bán đƣợc thực hiện bởi các công ty chứng khoán

thành viên. Phƣơng thức giao dịch thông qua mạng điện thoại và vi tính. Các chứng

khoán giao dịch trên thị trƣờng này thƣờng là các loại chứng khoán không đƣợc

đăng ký, ít ngƣời biết hay ít đƣợc mua bán.

1.1.3.2 Căn cứ vào tính chất phát hành hay lƣu hành của chứng khoán

TTCK sơ cấp: TTCK sơ cấp còn gọi là thị trƣờng cấp một hay thị trƣờng phát hành

các loại chứng khoán. Đây là nơi diễn ra cá loại hoạt động mua bán chứng khoán

mới phát hành lần đầu, cho phép các chủ thể cần nguồn tài chính tiếp nhận đƣợc các

nguồn tài chính bằng việc phát hành các chứng khoán mới, những chứng khoán bán

cho ngƣời đầu tiên mua nó nhằm thu hút vốn đầu tƣ.

TTCK sơ cấp là thị trƣờng tạo vốn cho đơn vị phát hành. Thị trƣờng này tập trung

các nguồn vốn nhàn rỗi của các nhà đầu tƣ về phía các đơn vị phát hành, đồng thời

các chứng khoán đƣợc chuyển đến tay các nhà đầu tƣ lần đầu. Thị trƣờng sơ cấp

làm tăng vốn cho nền kinh tế đồng thời tạo ra hàng hóa chứng khoán do thị trƣờng

thứ cấp. Việc phát hành chứng khoán ở thị trƣờng sơ cấp nhằm thu hút mọi nguồn

vốn đầu tƣ, tiết kiệm vào phát triển kinh tế.

Đối tƣợng mua bán trên TTCK sơ cấp là quyền sử dụng các nguồn tài chính. Thị

trƣờng này chỉ đƣợc tổ chức một lần, việc phát hành chứng khoán đƣợc bắt đầu kể

từ khi đơn vị phát hành chứng khoán chào bán chứng khoán ra công chúng và chấm

dứt khi toàn bộ số chứng khoán của đợt phát hành đến tay các nhà đầu tƣ thứ nhất.

TTCK thứ cấp: là thị trƣờng cấp hai hay thị trƣờng lƣu thông, thị trƣờng mua đi bán

lại các loại chứng khoán đã đƣợc phát hành trên TTCK sơ cấp, làm thay đổi quyền

sở hữu chứng khoán. Đây là nơi diễn ra các hoạt động mua bán chứng khoán đến

tay ngƣời thứ hai, tức là thị trƣờng diễn ra việc mua bán lại các chứng khoán đã

đƣợc phát hành trên TTCK sơ cấp.

TTCK thứ cấp là một loại thị trƣờng cạnh tranh tự do. Trên thị trƣờng này, các nhà

đầu tƣ, các nhà môi giới, các nhà kinh doanh chứng khoán đƣợc tự do tham gia. Mặt

khác, giá cả của chứng khoán phản ánh nguyên tắc cạnh tranh và kết quả của quan

hệ cung cầu chứng khoán. Thị trƣờng thứ cấp là một thị trƣờng hoạt động liên tục

không ngừng nghỉ. Các nhà đầu tƣ có thể mua bán chứng khoán nhiều lần trên thị

trƣờng này.

1.1.3.3 Căn cứ vào phƣơng thức giao dịch

Thị trƣờng giao ngay (Spots market) còn gọi là thị trƣờng thời điểm, tức là thị

trƣờng thực hiện giao dịch mua bán chứng khoán theo giá thỏa thuận của ngày giao

dịch nhƣng việc thanh toán và giao hoán sẽ diễn ra tiếp sau đó hai ngày.

Thị trƣờng tƣơng lai (Future market) là thị trƣờng mua bán chứng khoán theo một

hợp đồng định sẵn, giá cả đƣợc thỏa thuận trong ngày giao dịch nhƣng việc thanh

toán và giao hoán sẽ diễn ra trong một kỳ hạn nhất định trong tƣơng lai.

1.1.3.4 Căn cứ vào đặc điểm các loại hàng hóa lƣu hành trên TTCK

Theo căn cứ này, TTCK đƣợc chia làm 3 loại thị trƣờng:

 Thị trƣờng cổ phiếu: là thị trƣờng giao dịch và mua bán các loại cổ phiếu, bao

gồm cổ phiếu thƣờng, cổ phiếu ƣu đãi.

 Thị trƣờng trái phiếu: là thị trƣờng giao dịch và mua bán các trái phiếu đã đƣợc

phát hành, các trái phiếu này bao gồm các trái phiếu công ty, trái phiếu đô thị và

trái phiếu Chính phủ.

 Thị trƣờng các công cụ chứng khoán phái sinh: là thị trƣờng phát hành và mua đi

bán lại các chứng từ tài chính khác nhƣ quyền mua cổ phiếu, chứng quyền, hợp

đồng quyền chọn.

1.2 Chỉ số giá chứng khoán

1.2.1 Khái niệm

Chỉ số giá chứng khoán là số bình quân giá của các loại chứng khoán (cổ phiếu)

giao dịch trên thị trƣờng tại một thời điểm. Nó đƣợc tổng hợp từ danh mục các cổ

phiếu theo phƣơng pháp tính nhất định. Thông thƣờng, danh mục sẽ bao gồm các cổ

phiếu có những điểm chung nhƣ cùng niêm yết tại một Sở giao dịch chứng khoán,

cùng ngành hay cùng mức vốn hóa thị trƣờng. Các chỉ số chứng khoán này có thể

do Sở giao dịch chứng khoán định ra, cũng có thể do hãng thông tin hay một thể chế

tài chính định ra. Chỉ số giá chứng khoán là chỉ báo chứng khoán phản ánh xu

hƣớng phát triển của TTCK, thể hiện xu hƣớng thay đổi giá chứng khoán và tình

hình giao dịch trên thị trƣờng. Chỉ số giá chứng khoán đƣợc theo dõi chặt chẽ và

đƣợc các nhà kinh tế học quan tâm vì có mối liên quan mật thiết đến tình hình kinh

tế, chính trị, xã hội của một quốc gia và thế giới.

1.2.2 Một số chỉ số giá chứng khoán trên thế giới

Chỉ số trung bình công nghiệp Dow Jones (DJIA/ Dow 30/ Dow Jones/ the

Dow) của Mỹ:

Chỉ số trung bình công nghiệp Dow Jones là một trong những chỉ số của TTCK

đƣợc tạo ra bởi ngƣời biên tập tờ Wall Street Journal và đồng sáng lập công ty Dow

Jones & Company vào thế kỉ thứ 19. Chỉ số trung bình Dow Jones đƣợc tính toán từ

30 công ty đại chúng lớn nhất ở Mỹ.

Chỉ số Dow Jones là chỉ số giá chứng khoán, phản ánh sự biến động bình quân của

giá chứng khoán thuộc TTCK NewYork, TTCK lớn nhất thế giới. Chỉ số Dow

Jones hiện nay là chỉ số giá chung của 65 chứng khoán đại diện, thuộc nhóm hàng

đầu (Blue-chip) trong các chứng khoán đƣợc niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán

NewYork (NYSE). Nó bao hàm 3 chỉ số thuộc 3 nhóm ngành: Công nghiệp DJIA

(Dow Jones Industrial Average), Vận tải DJTA (Dow Jones Transportation

Average) và Dịch vụ DJUA (Dow Jones Utilities Average).

So với thời kỳ đầu, chỉ số trung bình Down Jones rất nổi tiếng, nhƣng cho đến ngày

nay S&P 500 đƣợc nhiều ngƣời ƣa thích hơn do S&P 500 bao gồm nhiều công ty có

mức đại biểu chính xác hơn cho thị trƣờng.

Chỉ số S&P 500 (Standard & Poors) của Mỹ:

Chỉ số S&P 500 bao gồm 500 loại cổ phiếu đƣợc lựa chọn từ 500 công ty có mức

vốn hóa thị trƣờng lớn nhất của Mỹ. Chỉ số S&P 500 đƣợc thiết kế để trở thành một

công cụ hàng đầu của TTCK Mỹ và có ý nghĩa phản ánh những đặc điểm rủi ro/ lợi

nhuận của các công ty hàng đầu. Nó bao gồm các cổ phiếu đƣợc niêm yết trên

NYSE, một số thuộc nhóm cổ phần của AMEX & NASDAQ. Chỉ số này bao gồm

381 cổ phiếu thuộc ngành công nghiệp, 47 cổ phiếu thuộc các ngành dịch vụ công

cộng, 56 cổ phiếu thuộc ngành tài chính và 16 cổ phiếu thuộc ngành vận tải và đại

diện cho 74% giá trị thị trƣờng của tất cả các cổ phiếu đƣợc giao dịch trên NYSE.

Chỉ số S&P 500 là một trong những chuẩn đánh giá thông thƣờng nhất dành cho

TTCK Mỹ. Chỉ số trung bình công nghiệp Dow Jones đã từng là chỉ số nổi tiếng

nhất cho các cổ phiếu ở Mỹ, nhƣng vì nó chỉ chứa 30 công ty, vì vậy hầu hết mọi

ngƣời tin rằng S&P 500 sẽ phản ánh thị trƣờng tốt hơn và đầy đủ hơn. Trên thực tế,

nhiều ngƣời xem nó là định nghĩa của thị trƣờng.

Những chỉ số phổ biến khác của Standard & Poor là S&P 600, một chỉ số của

những công ty có giá trị vốn hóa thị trƣờng nhỏ từ 300 triệu - 2 tỷ đôla và S&P 400,

một chỉ số của các công ty có mức vốn hóa thị trƣờng trung bình từ 2 - 10 tỷ đôla.

Một số các sản phẩm dựa trên chỉ số S&P 500 có sẵn trên thị trƣờng dành cho các

nhà đầu tƣ, bao gồm các quỹ chỉ số và ETFs. Tuy nhiên, việc các nhà đầu tƣ cá

nhân mua đƣợc chỉ số là rất khó, bởi vì để làm điều này buộc phải mua cả 500 cổ

phiếu của các công ty khác nhau.

Value Line Composite Average của Mỹ:

Đây là chỉ số bao gồm 1.700 cổ phiếu của NYSE và AMEX và trên thị trƣờng

OTC. Trị giá cơ sở là 100, ngày cơ sở là ngày 30/6/1961. Sự thay đổi chỉ số giá

đƣợc tính theo điểm. Chỉ số này cũng tính cho 3 nhóm ngành: công nghiệp, vận tải

và dịch vụ công cộng.

Chỉ số FTSE 100 của Anh:

Chỉ số FTSE 100 là chỉ số cổ phiếu của 100 công ty có giá trị vốn hóa lớn nhất

đƣợc niêm yết trên Sở giao dịch chứng khoán Luân Đôn (LSE), đƣợc bắt đầu từ

ngày 03/01/1984, với điểm sàn là 1000.

Các công ty thành phần phải đáp ứng các yêu cầu của FTSE Group, bao gồm việc

đã niêm yết toàn diện trên sàn LSE với giá đƣợc tính theo đồng bảng Anh hoặc

đồng Euro trên SETS (Stock Exchange Electronic Trading Service), vƣợt qua các

kiểm tra về quốc tịch, mức độ biến động giá tự do (free float) và tính thanh khoản.

Chỉ số này đƣợc xem nhƣ phong vũ biểu của nền kinh tế Anh và là chỉ số cổ phiếu

hàng đầu ở châu Âu. Nó đƣợc duy trì bởi FTSE Group, một công ty độc lập mà ban

đầu là kết quả của sự liên doanh giữa Financial Times và LSE (FTSE chính là viết

tắt của Financial Times Stock Exchange).

Bên cạnh FTSE 100 còn có FTSE 250 (chỉ số của 250 công ty lớn tiếp theo), FTSE

Fledgling, FTSE 350 (tổng hợp của FTSE 100 và FTSE 250), FTSE SmallCap.

Cuối cùng là FTSE All-Share, đây là chỉ số tổng hợp của cả 3 chỉ số FTSE 100,

FTSE 250 và FTSE SmallCap. Thành phần của chỉ số này đƣợc thay đổi từng quý.

Chỉ số CAC 40 của Pháp:

Đây là chỉ số chứng khoán Pháp, căn cứ trên cổ phiếu của 40 công ty có giá trị vốn

hóa thị trƣờng lớn nhất của sàn giao dịch chứng khoán Paris Bourne, Pháp. CAC là

viết tắt của Compagnie des Agents de Changem.

Chỉ số CAC 40 đƣợc sử dụng nhƣ một chỉ số chuẩn so sánh cho các quỹ đầu tƣ trên

TTCK Pháp, đồng thời là công cụ phản ánh tình hình Paris Bourne. Chỉ số CAC 40

có những nét tƣơng đồng với chỉ số trung bình công nghiệp Dow Jones, là chỉ số

đƣợc sử dụng nhiều nhất để phản ánh mức độ và xu hƣớng chung của TTCK Pháp.

Chỉ số CAC 40 đƣợc thiết lập ngày 31/12/1987 với giá trị ban đầu là 1000 điểm.

Mặc dù chỉ số CAC 40 dựa trên các công ty Pháp, 45% cổ phiếu của chúng đƣợc sở

hữu bởi các nhà đầu tƣ nƣớc ngoài, trong đó các nhà đầu tƣ Đức chiếm đến 21%.

Các nhà đầu tƣ Nhật, Mỹ và Anh cũng đóng vai trò hết sức quan trọng. Một cách lý

giải ở đây là các công ty CAC 40 có tính quốc tế hơn nhiều so với các thị trƣờng

khác ở châu Âu. Rất nhiều công ty trong số đó kinh doanh ở ngoài nƣớc Pháp (63%

lực lƣợng lao động các công ty CAC 40 ở ngoài nƣớc Pháp).

Chỉ số DAX của Đức:

DAX 30 (viết tắt của Deutsche Aktien Xchange 30, tiền thân của Deutscher Aktien-

Index 30) là một chỉ số chứng khoán cho các cổ phiếu Blue-chip bao gồm 30 công

ty lớn nhất của Đức giao dịch trên sàn giao dịch chứng khoán Frankfurt (Frankfurt

Stock Exchange - FSE), căn cứ theo khối lƣợng giao dịch và giá trị vốn hóa thị

trƣờng. Giá đƣợc tính theo giá trên hệ thống giao dịch điện tử Xetra.

L-DAX (Late-DAX) là một chỉ số phản ánh biến động của chỉ số thị trƣờng DAX

30, đƣợc sử dụng trên FSE sau khi hệ thống giao dịch điện tử Xetra ngừng hoạt

động. Chỉ số L-DAX căn cứ chủ yếu vào giao dịch tại sàn FSE. Nếu chỉ số DAX

đƣợc tính toán từ 9:00 đến 17:30 thì chỉ số L-DAX đƣợc tính từ 17:30 đến 20:00.

Eurex - thị trƣờng giao dịch các hợp đồng tƣơng lai và quyền chọn đặt tại Zurich,

Thụy Sĩ với chi nhánh tại Frankfurt, Đức, đƣa ra chỉ số DAX cho hợp đồng quyền

chọn (ODAX) và hợp đồng tƣơng lai (FDAX) từ 8:00 đến 22:00.

Bên cạnh chỉ số DAX 30, còn có chỉ số DAX 100 bao gồm 100 cổ phiếu.

Chỉ số Nikkei 225 của Nhật:

Nikkei 225 là chỉ số chứng khoán của sàn giao dịch chứng khoán Tokyo (Tokyo

Stock Exchange - TSE), là chỉ số quan trọng nhất của TTCK châu Á. Nó bao gồm

225 cổ phiếu Blue-chip đại diện cho các công ty ở Nhật và là một chỉ số tính theo

giá (đơn vị đồng Yên). Chỉ số này gần giống chỉ số trung bình công nghiệp Dow

Jones ở Mỹ. Chỉ số Nikkei đƣợc thiết lập để phản ánh toàn thị trƣờng, chứ không

phải ngành công nghiệp cụ thể nào cả.

Chỉ số Nikkei 225 bắt đầu có hiệu lực từ 16/5/1949 và bắt đầu đƣợc tính toán từ

07/9/1950. Kể từ năm 1971, báo Nihon Keizai Shimbun (Japan Economic Journal)

nhận trách nhiệm tính toán chỉ số này hàng ngày với cái tên Nikkei Dow Jones

Stock Average và đƣợc đổi tên vào năm 1985.

Chỉ số Nikkei 225 cho các hợp đồng quyền chọn (Nikkei 225 Futures), đƣợc giới

thiệu ban đầu trên sàn giao dịch chứng khoán Osaka (OSE), Chicago Mercantile

Exchange (CME), Singapore Exchange (SGX) và ngày nay trở thành một chỉ số cho

hợp đồng quyền chọn đƣợc cả thế giới công nhận.

Các công ty thành phần của Nikkei 225 đƣợc thẩm định hàng năm và kết quả thẩm

định này sẽ đƣợc công bố vào tháng 9. Các sự thay đổi, nếu có, sẽ đƣợc tiến hành

vào đầu tháng 10. Sự thay đổi có thể xảy ra bất cứ lúc nào nếu một cổ phiếu đƣợc

cho là không đủ điều kiện (nhƣ không còn niêm yết,...).

Chỉ số KOSPI (Korea Composite Stock Price Index) của Hàn Quốc:

Là một chuỗi các chỉ số phản ánh tổng thể trung tâm giao dịch chứng khoán Hàn

Quốc và các thành phần của nó.

Chỉ số này đƣợc giới thiệu vào năm 1983. Giá trị sàn là 100 đƣợc thiết lập ngày

04/01/1980. Đến tháng 01/ 2005, KOSPI gồm 683 công ty.

Chỉ số KOSPI phổ biến nhất là chỉ số KOSPI 200, bao gồm 200 công ty đại chúng

đƣợc giao dịch nhiều nhất trên sàn giao dịch chứng khoán Hàn Quốc. Chỉ số này

đƣợc xem nhƣ phong vũ biểu cho các thay đổi trên TTCK Hàn Quốc và đƣợc sử

dụng để so sánh hoạt động của các nhà đầu tƣ và các quỹ đầu tƣ trên thị trƣờng Hàn

Quốc.

Chỉ số Hang Seng (Hang Seng Index) của Hongkong:

Chỉ số Hang Seng là chỉ số chứng khoán đƣợc xây dựng dựa trên giá trị vốn hóa thị

trƣờng của các công ty lớn nhất ở Hongkong. Nó đƣợc sử dụng để ghi lại và theo

dõi những thay đổi hàng ngày của những công ty lớn nhất trên TTCK Hongkong và

là chỉ số chính biểu hiện tình hình hoạt động của toàn bộ thị trƣờng Hongkong. 40

công ty đƣợc tính đại diện cho khoảng 65% giá trị vốn hóa trên TTCK Hongkong.

Chỉ số Hang Seng đƣợc đƣa ra vào ngày 24/11/1969 và hiện đƣợc duy trì bởi công

ty HSI Services Limited, đây là công ty bị nắm giữ 100% bởi ngân hàng Hang Seng

- ngân hàng lớn nhất đăng ký và niêm yết tại Hongkong xét về giá trị vốn hóa thị

trƣờng.

1.2.3 Phƣơng pháp tính chỉ số giá chứng khoán

Hiện nay các nƣớc trên thế giới dùng 5 phƣơng pháp để tính chỉ số giá chứng

khoán, đó là :

1.2.3.1 Phƣơng pháp Passcher

 Đây là loại chỉ số giá chứng khoán thông dụng nhất và là chỉ số giá bình quân

gia quyền giá trị với khối lƣợng (quyền số) là số lƣợng chứng khoán niêm yết

thời kỳ tính toán. Kết quả tính sẽ phụ thuộc vào cơ cấu quyền số thời kỳ tính

toán.

 Công thức tính:

Trong đó:

Ip: là chỉ số giá Passcher

pt: là giá thời kỳ t

p0: là giá thời kỳ gốc

qt: là khối lƣợng (quyền số) thời điểm tính toán hoặc cơ cấu của khối lƣợng thời

điểm tính toán

Chỉ số bình quân Passcher là chỉ số giá bình quân gia quyền giá trị lấy khối lƣợng là

khối lƣợng thời kỳ tính toán, vì vậy kết quả tính sẽ phụ thuộc vào cơ cấu quyền số

(cơ cấu chứng khoán niêm yết) thời điểm tính toán.

Các chỉ số KOSPI (Hàn Quốc), S&P 500 (Mỹ), FTSE 100 (Anh), CAC (Pháp),

Hangseng (Hongkong),… và VN-Index của Việt Nam áp dụng theo phƣơng pháp

này.

1.2.3.2 Phƣơng pháp Laspeyres

Chỉ số giá bình quân Laspeyres là chỉ số giá bình quân gia quyền giá trị, lấy quyền

số là số cổ phiếu niêm yết thời kỳ gốc. Nhƣ vậy kết quả tính sẽ phụ vào cơ cấu giá

trị thời kỳ gốc:

Trong đó:

IL: là chỉ số giá bình quân Laspeyres

pt: là giá thời kỳ báo cáo

p0: là giá thời kỳ gốc

q0: là khối lƣợng (quyền số) thời kỳ gốc hoặc cơ cấu của khối lƣợng (số lƣợng cổ

phiếu niêm yết) thời kỳ gốc

Có ít nƣớc áp dụng phƣơng pháp này, trong đó có chỉ số DAX của Đức.

1.2.3.3 Chỉ số giá bình quân Fisher

Chỉ số giá bình quân Fisher là chỉ số giá bình quân nhân giữa chỉ số giá Passcher và

chỉ số giá Laspeyres: phƣơng pháp này trung hòa đƣợc yếu điểm của hai phƣơng

pháp trên, tức là giá trị chỉ số tính toán ra phụ thuộc vào khối lƣợng hoặc giá trị

(quyền số) của cả 2 thời kỳ: kỳ gốc và kỳ tính toán.

Trong đó:

IF: là chỉ số Fisher

Ip: là chỉ số giá Passcher

IL: là chỉ số giá bình quân Laspeyres

Về mặt lý luận có phƣơng pháp này nhƣng trong thống kê chƣa thấy nƣớc nào áp

dụng.

1.2.3.4 Phƣơng pháp bình quân đơn giản

Ngoài các phƣơng pháp trên, phƣơng pháp tính giá bình quân đơn giản cũng thƣờng

đƣợc áp dụng. Công thức đơn giản là lấy tổng thị giá của chứng khoán chia cho số

chứng khoán tham gia tính toán:

Trong đó :

Ip: là giá bình quân

pi: là giá chứng khoán i

n: là số lƣợng chứng khoán đƣa vào tính toán

Các chỉ số Dow Jones của Mỹ, Nikkei 225 của Nhật áp dụng phƣơng pháp này.

Khi mức giá của các cổ phiếu tham gia niêm yết khá đồng đều hay độ lệch chuẩn

của nó thấp thì áp dụng phƣơng pháp này rất tốt.

1.2.3.5 Phƣơng pháp bình quân nhân đơn giản

Cách tính:

 Chúng ta chỉ nên dùng loại chỉ số này khi lệch chuẩn khá cao. Chỉ số Value Line

(Mỹ) áp dụng phƣơng pháp tính bình quân nhân đơn giản này.

 Tuy nhiên về mặt lý luận, chúng ta có thể tính theo phƣơng pháp bình quân cộng

hoặc bình quân nhân gia quyền với quyền số là số chứng khoán niêm yết.

 Quyền số thƣờng đƣợc dùng trong tính toán chỉ số giá cổ phiếu là số chứng

khoán niêm yết.

1.3 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán

Phần này tác giả sẽ trình bày các nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hƣởng của các yếu

tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán của các nƣớc trên thế giới, đặc biệt là

các thị trƣờng mới nổi và Việt Nam.

1.3.1 Các nghiên cứu trƣớc đây

1.3.1.1 Các nghiên cứu trên thế giới

Chen và cộng sự (1986) đã kết luận rằng các biến số vĩ mô nhƣ: chỉ số sản xuất

công nghiệp, lãi suất thị trƣờng, lạm phát dự kiến và ngoài dự kiến có ảnh hƣởng tới

chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn. Bài nghiên cứu này đƣợc xem là một trong

những nghiên cứu có giá trị tham khảo tới hiện nay.

Goswami và Jung (1997) đã nghiên cứu mối quan hệ động trong ngắn hạn và cân

bằng dài hạn giữa chín biến số kinh tế vĩ mô với chỉ số KOSPI của Hàn Quốc bằng

dữ liệu tháng từ tháng 01/1980 đến tháng 6/1996. Kết quả nghiên cứu cho thấy: các

yếu tố nhƣ sản xuất công nghiệp, tỷ lệ lạm phát và lãi suất ngắn hạn có ảnh hƣởng

tích cực tới chỉ số giá chứng khoán Hàn Quốc. Trong khi đó, lãi suất dài hạn và giá

dầu thì có ảnh hƣởng tiêu cực tới chỉ số giá chứng khoán.

Mookerjee và Yu (1997) đã sử dụng kiểm định đồng liên kết, nhân quả Granger và

phƣơng trình dự báo để tìm kiếm sự ảnh hƣởng của bốn biến kinh tế vĩ mô gồm

cung tiền cơ sở (M1), cung tiền mở rộng (M2), tỷ giá hối đoái danh nghĩa và dự trữ

ngoại hối tới chỉ số giá chứng khoán Singapore (dữ liệu tháng từ 10/1984 đến tháng

4/1993). Kết quả cho thấy rằng trong dài hạn, M1, M2 ảnh hƣởng tới chỉ số giá

chứng khoán. Bài nghiên cứu cũng cho thấy tồn tại mối quan hệ trong ngắn hạn

giữa chỉ số giá chứng khoán Singapore và bốn biến kinh tế vĩ mô.

Ibrahim và Yusoff (2001) sử dụng mô hình tự hồi quy vector VAR và kiểm định

đồng liên kết Johansen đã cho thấy: chỉ số giá chứng khoán chịu ảnh hƣởng nhiều

hơn từ những thay đổi của các yếu tố mang tính nội tại (điển hình là cung tiền).

Trong ngắn hạn, cung tiền có ảnh hƣởng tích cực đối với chỉ số giá chứng khoán,

tuy nhiên lại tác động ngƣợc chiều khi xét trong dài hạn. Hai yếu tố chỉ số sản xuất

công nghiệp và lạm phát thì có mối tƣơng quan thuận với chỉ số giá chứng khoán

trong dài hạn.

Islam và cộng sự (2004) đã sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định Dickey –

Fuller bổ sung, kiểm định Engle – Granger, đồng liên kết và mô hình đa nhân tố để

chứng minh ảnh hƣởng trong dài hạn của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá

chứng khoán Thái Lan (với dữ liệu từ 1992 – 2001). Kết quả của mô hình đa nhân

tố cho thấy: trong dài hạn, lãi suất, tỷ giá hối đoái ảnh hƣởng tích cực đáng kể tới

chỉ số giá chứng khoán Thái Lan. Trong khi đó, chỉ số giá tiêu dùng lại có tác động

tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán.

Gan và cộng sự (2006) đã kiểm định tác động của các biến nhƣ lạm phát, tỷ giá hối

đoái, lãi suất ngắn hạn, lãi suất dài hạn, cung tiền đến chỉ số giá chứng khoán New

Zealand (NZSE40). Kết quả cho thấy các biến kinh tế vĩ mô nhƣ lãi suất ngắn hạn,

cung tiền có ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán NZSE40 giai đoạn 1990 – 2003.

Acikalin và cộng sự (2008) cũng đã nghiên cứu ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế

vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán Istanbul (ISE). Kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái và

lãi suất tồn tại mối tƣơng quan cân bằng dài hạn với ISE. Hơn thế, tỷ giá hối đoái

còn tác động nghịch chiều lên những thay đổi của ISE và ISE thì tác động ngƣợc lại

với lãi suất.

Mohammad và cộng sự (2009) đã nghiên cứu ảnh hƣởng của các yếu tố vĩ mô đến

chỉ số giá chứng khoán Karachi (Karachi Stock Exchange – KSE). Trong nghiên

cứu này, tác giả sử dụng số liệu hàng quý để quan sát các yếu tố: tỷ giá hối đoái, dự

trữ ngoại hối, chỉ số sản xuất công nghiệp, chi tiêu tổng tài sản cố định, cung tiền

M2 và chỉ số giá bán buôn để xem xét sự tác động đến KSE trong giai đoạn từ năm

1986 – 2008. Kết quả nghiên cứu cho thấy chỉ số sản xuất công nghiệp có tác động

cùng chiều lên chỉ số giá chứng khoán. Trong khi đó, tỷ giá hối đoái và cung tiền

M2 lại có tác động nghịch chiều.

Tunali (2010) đã sử dụng mô hình VAR để nghiên cứu tác động của các yếu tố

kinh tế vĩ mô (chỉ số trung bình công nghiệp Down Jones, tỷ giá hối đoái, lãi suất

tiền gửi kỳ hạn một tháng, giá vàng, chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số giá sản

xuất, giá dầu thô, tổng lƣợng tín dụng, cung tiền, dự trữ ngoại hối ròng, nhập khẩu)

đến chỉ số giá TTCK Istanbul (SRISEI-100) trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến

tháng 8/2008 (dữ liệu tháng). Kết quả nghiên cứu nhƣ sau:

 Bằng cách thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen và Juselius để đo lƣờng

mối quan hệ trong dài hạn giữa hai biến và giữa tất cả các biến đã cho thấy kết

quả: có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán và các biến còn

lại trong mô hình.

 Sử dụng kiểm định nhân quả Granger để kiểm tra mối quan hệ nhân quả giữa

từng cặp biến đã cho kết quả:

 Tồn tại quan hệ nhân quả hai chiều giữa chỉ số giá chứng khoán và chỉ số

trung bình công nghiệp và chỉ số sản xuất công nghiệp.

 Tồn tại quan hệ nhân quả một chiều từ tỷ giá hối đoái, giá dầu thô, cung tiền

đến chỉ số giá chứng khoán.

 Tồn tại quan hệ nhân quả một chiều từ chỉ số giá chứng khoán đến chỉ số giá

sản xuất.

 Theo kết quả kiểm định mô hình VAR:

 Các biến tỷ giá hối đoái, giá vàng, lãi suất tiền gửi kỳ hạn một tháng có mối

tƣơng quan nghịch với chỉ số giá chứng khoán.

 Các biến: chỉ số sản xuất công nghiệp, giá dầu thô, chỉ số trung bình công

nghiệp có mối tƣơng quan thuận với chỉ số giá chứng khoán.

 Theo kết quả phân tích phân rã phƣơng sai: nhằm xác định lƣợng thông tin của

mỗi biến kinh tế vĩ mô góp phần vào việc giải thích sự biến động của chỉ số giá

chứng khoán trong mô hình VAR:

 Trong ngắn hạn (2 tháng): chỉ số giá chứng khoán chịu ảnh hƣởng rất lớn từ

những cú sốc do chính nó tạo ra.

 Trong thời gian dài hơn (10 tháng): chỉ số giá chứng khoán cũng chịu ảnh

hƣởng lớn từ cú sốc do chính nó tạo ra, tiếp đến là các yếu tố tác động bên

ngoài, mức độ ảnh hƣởng lần lƣợt nhƣ sau: chỉ số sản xuất công nghiệp,

cung tiền, chỉ số giá sản xuất, giá vàng, lãi suất tiền gửi kỳ hạn một tháng,

giá dầu thô.

Tangjitprom (2011) chủ yếu xem xét tầm quan trọng của các yếu tố kinh tế vĩ mô

đến chỉ số giá chứng khoán Thái Lan. Bốn biến kinh tế vĩ mô đƣợc sử dụng để

nghiên cứu là: tỷ lệ thất nghiệp, lãi suất, tỷ lệ lạm phát và tỷ giá hối đoái. Dữ liệu

của các yếu tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán đƣợc thu thập theo tháng

trong thời kỳ từ tháng 01/2001 đến tháng 12/2010. Tác giả đã sử dụng mô hình hồi

quy để đo lƣờng ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán.

Kết quả của phân tích hồi quy cho thấy:

 Chỉ có hai yếu tố là có ảnh hƣởng đáng kể tới chỉ số giá chứng khoán, đó là lãi

suất và tỷ giá hối đoái. Hai yếu tố này có mối tƣơng quan nghịch với chỉ số giá

chứng khoán. Tỷ lệ thất nghiệp và tỷ lệ lạm phát không giải thích đƣợc cho

những thay đổi của chỉ số giá chứng khoán. Điều này có thể là do trong thực tế

đã có một độ trễ trƣớc khi các dữ liệu đƣợc thu thập. Các dữ liệu của chỉ số giá

chứng khoán, lãi suất và tỷ giá hối đoái đƣợc công bố hàng ngày, nhƣng dữ liệu

của tỷ lệ lạm phát hay tỷ lệ thất nghiệp không có sẵn mà phải chờ cho tới khi các

cơ quan chức năng công bố (ở Thái Lan, các số liệu này thƣờng đƣợc công bố

chậm sau khoảng hai tháng).

 Sử dụng kiểm định nhân quả Granger để kiểm tra mối nhân quả giữa các biến.

Kết quả là: chỉ có lãi suất có thể dự báo cho chỉ số giá chứng khoán trong tƣơng

lai, trong khi đó chỉ số giá chứng khoán có thể dự báo cho hầu hết các biến vĩ

mô trong tƣơng lai (ngoại trừ tỷ lệ thất nghiệp).

 Bằng phƣơng pháp phân tích phân rã phƣơng sai cho thấy: lãi suất là biến quan

trọng nhất để giải thích những thay đổi trong chỉ số giá chứng khoán. Tuy nhiên,

một điều đáng lƣu ý là: hầu hết các yếu tố kinh tế vĩ mô ít có giá trị trong việc

giải thích biến động của chỉ số giá chứng khoán. Hơn thế nữa, kết quả của phân

tích mối quan hệ nhân quả cũng cho thấy các biến kinh tế vĩ mô ít quan trọng

trong việc dự báo những thay đổi của chỉ số giá chứng khoán trong tƣơng lai.

Ngƣợc lại, chỉ số giá chứng khoán rất hữu dụng trong việc dự báo các điều kiện

kinh tế vĩ mô trong tƣơng lai.

Từ những kết quả trên, tác giả đƣa ra nhận định: thay đổi của chỉ số giá chứng

khoán là chỉ báo hàng đầu của nền kinh tế. Điều này phù hợp với thực tế là các báo

cáo do Ngân hàng Thái Lan đƣa ra đều sử dụng chỉ số SET (chỉ số chứng khoán

Thái Lan) nhƣ là một trong những chỉ báo kinh tế hàng đầu.

Singh và cộng sự (2011) sử dụng phƣơng pháp hồi quy tuyến tính để đo lƣờng ảnh

hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô nhƣ: tỷ lệ thất nghiệp, tỷ giá hối đoái, GDP, lạm

phát và cung tiền đến chỉ số giá chứng khoán Đài Loan trong giai đoạn từ 01/2003

đến 12/2008. Bài nghiên cứu của tác giả chủ yếu phân tích theo một danh mục cổ

phiếu hơn là với từng cổ phiếu riêng lẻ. Một danh mục cổ phiếu bao gồm bốn tiêu

chí sau: vốn hóa thị trƣờng, hệ số P/E, P/B và tỷ suất sinh lợi. Kết quả thực nghiệm

cho thấy rằng: tỷ giá hối đoái có ảnh hƣởng lớn đến chỉ số giá chứng khoán, trong

khi đó tỷ lệ lạm phát chỉ có ảnh hƣởng đáng kể đến danh mục bao gồm các công ty

nhỏ. Mặt khác, tỷ lệ thất nghiệp và cung tiền lại không có bất kỳ ảnh hƣởng nào tới

chỉ số giá chứng khoán.

1.3.1.2 Các nghiên cứu tại Việt Nam

Nguyễn Hữu Tuấn (2012) đã thực hiện một phân tích định lƣợng đo lƣờng mức độ

ảnh hƣởng của các biến số vĩ mô là cung tiền, lãi suất, tỷ giá, lạm phát và sản xuất

công nghiệp đến VN-Index giai đoạn năm 2005 – 2011. Kết quả nghiên cứu cho

thấy trong dài hạn tồn tại mối tƣơng quan thuận giữa giá trị sản xuất công nghiệp,

cung tiền M2 với VN-Index và tƣơng quan nghịch giữa chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất

và tỷ giá với VN-Index, trong đó chỉ số giá tiêu dùng có mức tác động mạnh nhất.

Tuy nhiên, ở góc độ thống kê nghiên cứu chỉ chấp nhận mối tƣơng quan giữa VN-

Index với chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền M2 với mức ý nghĩa α = 10%, các biến

còn lại không có ý nghĩa thống kê. Mặc dù có nhiều biến hệ số tƣơng quan không

có ý nghĩa thống kê nhƣng xét về dấu và nếu kết hợp với phân tích mô tả ban đầu

thì kết quả mô hình định lƣợng phù hợp với thực tế của TTCK Việt Nam giai đoạn

năm 2005 – 2011.

Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo, 2013. Phân tích tác động

của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK Việt Nam. Tạp chí Phát triển & Hội nhập,

số 8 (18), trang 34 – 41 đã kiểm định đồng tích hợp theo phƣơng pháp kiểm định

nghiệm đơn vị phần dƣ Engle Granger để xác định sáu nhân tố vĩ mô gồm cung

tiền, lạm phát, hoạt động kinh tế thực, lãi suất, tỷ giá hối đoái và giá dầu giai đoạn

từ tháng 7/2000 đến tháng 9/2011 có tƣơng quan với chỉ số giá chứng khoán tại

Việt Nam không. Kết quả cho thấy cung tiền, lạm phát, sản lƣợng công nghiệp, giá

dầu thế giới tƣơng quan dƣơng với chỉ số giá chứng khoán, trong khi lãi suất, tỷ giá

hối đoái tƣơng quan âm với chỉ số giá chứng khoán.

Qua các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới cũng nhƣ tại Việt Nam, tác giả nhận

thấy các yếu tố kinh tế vĩ mô có ảnh hƣởng mạnh tới chỉ số giá chứng khoán gồm

giá vàng, giá dầu, lãi suất, lạm phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng và chỉ số sản

xuất công nghiệp. Vì vậy, tác giả sẽ tập trung vào phân tích các yếu tố kinh tế vĩ mô

này để xem xét ảnh hƣởng của chúng đến chỉ số giá chứng khoán và mức độ ảnh

hƣởng ra sao.

1.3.2 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán

1.3.2.1 Ảnh hƣởng của giá vàng tới chỉ số giá chứng khoán

Vàng khác với các tài sản khác bởi vì tiềm năng đối với vàng là tính thanh khoản

cao và nó phản ứng với những thay đổi giá. Sự biến động của giá vàng ảnh hƣởng

đến phần lớn các nền kinh tế trên thế giới, trong đó có TTCK. Các nhà đầu tƣ có

thói quen sử dụng chiến lƣợc quản trị rủi ro đơn giản là đa dạng hóa trong danh mục

đầu tƣ của họ các hàng hóa có cả đầu tƣ vàng hoặc dầu vì hai khoản đầu tƣ này

thƣờng có mối quan hệ nghịch đảo với xu hƣớng của chỉ số giá chứng khoán.

Khi nền kinh thế đang suy thoái, các nhà đầu tƣ thƣờng chọn kênh vàng để tránh

rủi ro tiền tệ, cả trực tiếp và gián tiếp. Thị trƣờng vàng trong lịch sử thƣờng đƣợc

xem là nơi giúp tránh thiệt hại xảy ra trong thời kỳ lạm phát, bất ổn xã hội và chiến

tranh – các thời kỳ mà giá chứng khoán giảm. Trong các cuộc khủng hoảng, giá

vàng tăng mạnh khi giá chứng khoán sụt giảm. Ảnh hƣởng của giá vàng tới giá

chứng khoán có xu hƣớng thay đổi theo thời gian.

Tunali (2010) đã cho thấy: giá vàng ảnh hƣởng tiêu cực tới chỉ số giá TTCK Thổ

Nhĩ Kỳ.

1.3.2.2 Ảnh hƣởng của giá dầu tới chỉ số giá chứng khoán

Khi thế giới chƣa có giải pháp năng lƣợng thay thế thì dầu vẫn là một hàng hóa đầu

vào quan trọng của các ngành sản suất, biến động giá dầu đƣợc theo dõi sát sao vì

nó có ảnh hƣởng đến chi phí của hầu hết doanh nghiệp và nền kinh tế. Về mặt lý

thuyết, việc tăng giá dầu sẽ tiếp tục tạo áp lực lên lạm phát và do đó làm giảm kỳ

vọng về việc giảm lãi suất. Bên cạnh đó, chi phí đầu vào của các ngành kinh tế tăng

lên sẽ ảnh hƣởng tới việc mở rộng đầu tƣ của các doanh nghiệp, tốc độ tăng trƣởng

sẽ bị giảm xuống và dẫn tới niềm tin của nhà đầu tƣ về giá trị doanh nghiệp trong

tƣơng lai cũng giảm theo. Những tác động này sẽ dẫn tới sự giảm giá chứng khoán.

Tuy nhiên, nếu đứng ở góc độ các doanh nghiệp hoạt động khai thác dầu mỏ và các

hoạt động dịch vụ liên quan thì việc tăng giá dầu sẽ làm tăng lợi nhuận cho công ty.

Do đó, Mỹ bằng mọi cách luôn can thiệp vào Trung Đông để kiểm soát giá dầu.

Mức độ tác động trong thay đổi giá dầu tới các doanh nghiệp và giá chứng khoán

còn phụ thuộc vào đặc thù của từng nhóm ngành và nền kinh tế.

Goswami và Jung (1997) đã cho thấy tại Hàn Quốc (nền kinh tế nhỏ, mở và nhập

khẩu dầu thô) thì giá dầu ảnh hƣởng tiêu cực tới chỉ số giá chứng khoán.

Gan và cộng sự (2006) cho rằng khi giá dầu tăng lên sẽ mang lại lợi nhuận cho một

số quốc gia mà sản phẩm xuất khẩu của những nƣớc này là dầu thô hoặc sản phẩm

chế biến từ dầu thô. Vì vậy, giá dầu sẽ ảnh hƣởng tích cực tới chỉ số giá chứng

khoán ở các nƣớc xuất khẩu dầu thô. Ngƣợc lại, giá dầu sẽ có ảnh hƣởng tiêu cực

tới chỉ số giá chứng khoán ở những nƣớc nhập khẩu dầu thô.

Tunali (2010) khi nghiên cứu tại Thổ Nhĩ Kỳ (nƣớc nhập khẩu dầu thô) cho kết quả

là giá dầu thô có ảnh hƣởng tích cực tới chỉ số giá chứng khoán.

1.3.2.3 Ảnh hƣởng của lãi suất tới chỉ số giá chứng khoán

Nếu muốn nhận dòng thu nhập ổn định từ một khoản đầu tƣ phi rủi ro thì tốt nhất là

mua trái phiếu Chính phủ. Tuy nhiên, còn có một cơ hội nhận đƣợc phần thƣởng

lớn hơn từ khoản đầu tƣ là mua chứng khoán, nơi nhận đƣợc cổ tức và thu nhập

chênh lệch giá.

Các nhà đầu tƣ trái phiếu thƣờng theo dõi rất sát tình hình của nền kinh tế, trong đó

lãi suất là nhân tố quan trọng. Các nhà đầu tƣ cổ phiếu thƣờng chỉ tập trung vào tình

hình và triển vọng của công ty mình nắm giữ cổ phiếu và luôn cảnh giác với các

thay đổi trong lãi suất.

Khi lãi suất thấp, nhiều nhà đầu tƣ trƣớc đây đã mua trái phiếu nhằm tìm kiếm sự an

toàn thƣờng có xu hƣớng bán trái phiếu để tìm kiếm thu nhập cao hơn từ TTCK,

ngƣợc lại khi nhà đầu tƣ cảm nhận đƣợc là họ có thể nhận đƣợc mức thu nhập cao

hơn từ trái phiếu thì dòng tiền sẽ chảy ra khỏi TTCK.

Khi đƣờng cong lãi suất tăng dốc, nó tạo một áp lực giảm giá chứng khoán bởi vì lãi

suất của trái phiếu Chính phủ sẽ tăng. Tuy nhiên, điều này chỉ mang tính lý thuyết,

trên thực tế không có nghĩa là khi đƣờng cong lãi suất tăng cao sẽ không có các cơ

hội đầu tƣ vào chứng khoán, trên thực tế, đây chỉ là một nhân tố mà các nhà đầu tƣ

chứng khoán cần xem xét khi phân tích xu hƣớng TTCK.

Sự thay đổi của lãi suất không phải lúc nào cũng dẫn đến phản ứng ngƣợc của chỉ

số giá chứng khoán. Chỉ khi nào lãi suất phản ánh xu hƣớng chủ đạo trong lạm phát,

nó mới trở thành thƣớc đo hiệu quả sự dao động của TTCK. Thông thƣờng, lãi suất

có xu hƣớng giảm khi lạm phát giảm và lạm phát giảm khiến giá cổ phiếu tăng cao

hơn và ngƣợc lại. Nhƣng nếu lạm phát không phải là một vấn đề nghiêm trọng và

lãi suất tăng, đầu tƣ vào TTCK thƣờng có tỷ suất sinh lợi cao bởi vì trong trƣờng

hợp này, lãi suất tăng là do nền kinh tế tăng trƣởng. Ngoài ra, lãi suất trong nƣớc

tăng cũng có tác động thu hút luồng ngoại tệ đổ vào, làm giảm tỷ giá hối đoái. Các

doanh nghiệp xuất khẩu trong bối cảnh này sẽ gặp khó khăn do giá hàng hoá xuất

khẩu tăng cao, đồng thời trƣớc đó đã chịu thêm chi phí vốn vay do lãi suất tăng. Hệ

quả là doanh thu của các doanh nghiệp này bị ảnh hƣởng, dẫn đến giảm kỳ vọng

vào lợi nhuận tƣơng lai của doanh nghiệp, từ đó làm giảm giá cổ phiếu của doanh

nghiệp. Nhƣng đối với doanh nghiệp nhập khẩu thì khi lãi suất tăng là lợi thế cho

họ. Đối với một quốc gia chủ yếu nhập khẩu nguyên vật liệu, lãi suất tăng với mức

hợp lý đôi khi cũng là một yếu tố hỗ trợ cho TTCK. Nhìn chung, mặc dù thông

thƣờng có mối quan hệ nghịch biến rõ rệt giữa lãi suất và giá cổ phiếu nhƣng điều

này không hẳn luôn luôn đúng.

Chen và cộng sự (1986) đã kết luận rằng lãi suất thị trƣờng có ảnh hƣởng tới chỉ số

giá chứng khoán.

Goswami và Jung (1997) qua nghiên cứu đã khẳng định lãi suất ngắn hạn có ảnh

hƣởng tích cực tới chỉ số giá chứng khoán Hàn Quốc, trong khi đó, lãi suất dài hạn

lại có ảnh hƣởng tiêu cực tới chỉ số giá chứng khoán giai đoạn từ 01/1980 đến

tháng 6/1996.

Islam và cộng sự (2004) đã chứng minh lãi suất có ảnh hƣởng tích cực tới chỉ số

giá chứng khoán Thái Lan trong dài hạn.

Gan và cộng sự (2006) đã kiểm định ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới

chỉ số giá TTCK New Zealand. Kết quả cho thấy lãi suất ngắn hạn có ảnh hƣởng tới

chỉ số giá chứng khoán giai đoạn 1990 – 2003.

Acikalin và cộng sự (2008) cũng đã nghiên cứu ảnh hƣởng của lãi suất tới chỉ số

giá chứng khoán Istanbul (ISE). Kết quả cho thấy tồn tại mối tƣơng quan cân bằng

dài hạn giữa lãi suất với ISE. Hơn thế, ISE có tác động ngƣợc lại đến lãi suất.

Tunali (2010) nghiên cứu ảnh hƣởng của lãi suất tới chỉ số giá chứng khoán

Istanbul trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 8/2008 cho biết lãi suất tiền gửi

kỳ hạn một tháng có ảnh hƣởng tiêu cực tới chỉ số giá chứng khoán.

Tangjitprom (2011) xem xét ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá

chứng khoán Thái Lan với dữ liệu đƣợc thu thập theo tháng trong thời kỳ từ tháng

01/2001 đến tháng 12/2010. Kết quả của phân tích hồi quy cho thấy lãi suất ảnh

hƣởng tiêu cực và đáng kể tới chỉ số giá chứng khoán.

1.3.2.4 Ảnh hƣởng của lạm phát tới chỉ số giá chứng khoán

Lạm phát là một phạm trù vốn có của nền kinh tế thị trƣờng, nó xuất hiện khi các

yêu cầu của các quy luật kinh tế hàng hoá không đƣợc tôn trọng, nhất là quy luật

lƣu thông tiền tệ. Ở đâu còn sản xuất hàng hóa, còn tồn tại những quan hệ hàng hoá

tiền tệ thì ở đó còn ẩn náu khả năng lạm phát và lạm phát chỉ xuất hiện khi các quy

luật của lƣu thông tiền tệ bị vi phạm. Trong bộ "Tƣ bản" nổi tiếng của mình C. Mác

viết: "Việc phát hành tiền giấy phải đƣợc giới hạn ở số lƣợng vàng hoặc bạc thực sự

lƣu thông nhờ các đại diện tiền giấy của mình". Điều này có nghĩa là khi khối lƣợng

tiền giấy do Nhà Nƣớc phát hành vào lƣu thông vƣợt quá số lƣợng vàng mà nó đại

diện thì giá trị của tiền giấy giảm xuống và tình trạng lạm phát xuất hiện.

Một định nghĩa nữa về lạm phát do các nhà kinh tế học hiện đại đƣa ra và đƣợc sử

dụng rộng rãi trong lĩnh vực nghiên cứu thị trƣờng: “Lạm phát là sự tăng lên của

mức giá trung bình theo thời gian”. Lạm phát đƣợc đặc trƣng bởi chỉ số lạm phát.

Nó chính là GNP danh nghĩa/ GNP thực tế. Trong thực tế nó đƣợc thay thế bằng tỷ

số giá tiêu dùng hoặc chỉ số giá bán buôn Ip = ip.d

ip: chỉ số giá cả của từng loại nhóm hàng

d: tỷ trọng mức tiêu dùng của từng loại hàng

Lạm phát tác động đến giá chứng khoán theo cơ chế sau:

 Lạm phát tăng sẽ trực tiếp làm tăng khó khăn cho các doanh nghiệp gắn với việc

phải tăng lãi vay tín dụng, tăng lƣơng và các chi phí đầu vào khác, từ đó làm

tăng chi phí sản xuất và giá bán đầu ra, gây khó khăn về thị trƣờng và nguy cơ

đổ vỡ các kế hoạch, các hợp đồng kinh doanh. Điều này là giảm lợi nhuận và lợi

tức cổ phiếu, chứng khoán các doanh nghiệp cũng trở nên kém hấp dẫn hơn,

đồng nghĩa với việc giảm sút nhiệt tình đầu tƣ và sự sôi động của TTCK.

 Lạm phát tăng sẽ tăng áp lực buộc Nhà Nƣớc phải thực hiện chính sách thắt chặt

nhƣ giảm hạn mức tín dụng, tăng dự trữ bắt buộc, tăng lãi suất cơ bản và lãi suất

chiết khấu ngân hàng,... khiến các nhà đầu tƣ chứng khoán tiếp cận nguồn tín

dụng khó khăn hơn, vì vậy làm giảm đầu tƣ TTCK.

 Lạm phát tăng sẽ kéo theo việc phải tăng lãi suất ngân hàng, khiến lãi suất ngân

hàng trở nên hấp dẫn hơn kinh doanh chứng khoán, thúc đẩy việc tăng mức gửi

tiết kiệm hoặc mua vàng để bảo toàn tiền vốn của nhà đầu tƣ, điều này cũng làm

thu hẹp dòng đầu tƣ trên TTCK.

 Lạm phát tăng có thể còn gây ra hai tác động trái chiều khác là tăng bán ra các

chứng khoán “xấu” để rút vốn khỏi TTCK và tăng mua vào những chứng khoán

“tốt” để thay đổi lƣợng cung cầu các loại chứng khoán trên thị trƣờng. Xu

hƣớng bán tháo chứng khoán thƣờng xảy ra khi trên TTCK có nhiều hàng hóa

chứng khoán chất lƣợng thấp và xuất hiện nhiều các tín hiệu làm giảm lòng tin

của các nhà đầu tƣ, nhất là các nhà đầu tƣ không chuyên nghiệp...

Chen và cộng sự (1986) đã nhấn mạnh đến ảnh hƣởng tiêu cực của lạm phát tới chỉ

số giá chứng khoán.

Tunali (2010) lại cho thấy lạm phát ảnh hƣởng tích cực tới chỉ số giá chứng khoán.

1.3.2.5 Ảnh hƣởng của tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá chứng khoán

Khái niệm của tỷ giá hối đoái rất phức tạp, có thể tiếp cận nó từ những góc độ khác

nhau. Xét trong phạm vi thị trƣờng của một nƣớc, các phƣơng tiện thanh toán quốc

tế đƣợc mua và bán trên thị trƣờng hối đoái bằng tiền tệ quốc gia của một nƣớc theo

một tỷ giá nhất định. Do đó có thể hiểu tỷ giá là giá cả của một đơn vị tiền tệ đƣợc

biểu hiện bằng số lƣợng đơn vị tiền tệ của nƣớc khác hay là bằng số lƣợng ngoại tệ

nhận đƣợc khi đổi một đơn vị nội tệ hoặc bằng số lƣợng nội tệ nhận đƣợc khi đổi

một đơn vị ngoại tệ. Các nƣớc có giá trị đồng nội tệ thấp hơn giá trị ngoại tệ thƣờng

sử dụng cách thứ hai. Chẳng hạn ở Việt Nam ngƣời ta thƣờng nói đến số lƣợng

đồng Việt Nam nhận đƣợc khi đổi một đồng USD, DEM hay FFR… Trong thực tế,

cách sử dụng tỷ giá nhƣ vậy thuận lợi hơn. Tuy nhiên trong nghiên cứu lý thuyết thì

cách định nghĩa thứ nhất thuận lợi hơn. Tỷ giá hối đoái còn đƣợc định nghĩa ở khía

cạnh khác, đó là quan hệ so sánh giữa hai tiền tệ của hai nƣớc với nhau. Một đồng

tiền hay một lƣợng đồng tiền nào đó đổi đƣợc bao nhiêu đồng tiền khác đƣợc gọi là

tỷ lệ giá cả trao đổi giữa các đồng tiền với nhau hay gọi tắt là tỷ giá hối đoái hay

ngắn gọn là tỷ giá. Nhƣ vậy, trên bình diện quốc tế, có thể hiểu một cách tổng quát:

tỷ giá hối đoái là tỷ lệ giữa giá trị của các đồng tiền so với nhau.

Tác động của tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán đã thu hút sự quan tâm của nhiều

nhà kinh tế học, các nhà làm chính sách và nhà đầu tƣ trong một thời gian dài. Các

doanh nghiệp hoạt động trong thị TTCK thƣờng phải gánh chịu ba rủi ro sau đối với

rủi ro tỷ giá: độ nhạy cảm kinh tế, độ nhạy cảm chuyển đổi và độ nhạy cảm giao

dịch. Do đó, nhu cầu tìm ảnh hƣởng của tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá chứng khoán

để phòng ngừa cho rủi ro danh mục ngày càng đƣợc quan tâm nhiều hơn.

Tỷ giá hối đoái có thể tác động đến giá chứng khoán bằng các hình thức sau:

 Tác động đến dòng tiền tƣơng lai bằng cách thay đổi lợi ích và điều kiện cạnh

tranh của công ty.

 Làm thay đổi giá trị tiền tệ của dòng tiền từ hoạt động nƣớc ngoài.

 Làm thay đổi giá trị lợi nhuận hay nợ ngắn hạn của các công ty con ở nƣớc ngoài

đƣợc chuyển sang đồng tiền nội tệ.

Mookerjee và Yu (1997) khi nghiên cứu mối tƣơng quan giữa chỉ số giá chứng

khoán Singapore và các biến kinh tế vĩ mô đã thấy tỷ giá hối đoái có ảnh hƣởng tới

chỉ số giá chứng khoán Singapore trong ngắn hạn.

Islam và cộng sự (2004) đã phát hiện trong dài hạn tỷ giá hối đoái ảnh hƣởng tích

cực tới chỉ số giá chứng khoán Thái Lan.

Acikalin và cộng sự (2008) cho rằng tỷ giá tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô

đến chỉ số giá chứng khoán Istanbul (ISE).

Mohammad và cộng sự (2009) đã nghiên cứu ảnh hƣởng của các yếu tố vĩ mô đến

chỉ số giá chứng khoán Karachi. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái có tác

động ngƣợc chiều lên chỉ số giá chứng khoán.

Tunali (2010) nghiên cứu tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán Istanbul (SRISEI-100) cho thấy rằng trong dài hạn, tỷ giá hối đoái có

ảnh hƣởng tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán.

Tangjitprom (2011) chủ yếu xem xét tầm quan trọng của các yếu tố kinh tế vĩ mô

đến chỉ số giá chứng khoán Thái Lan. Kết quả của phân tích hồi quy cho thấy tỷ giá

hối đoái có ảnh hƣởng tiêu cực và đáng kể tới chỉ số giá chứng khoán.

Singh và cộng sự (2011) sử dụng phƣơng pháp hồi quy tuyến tính để đo lƣờng ảnh

hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Đài Loan trong giai

đoạn từ 01/2003 đến 12/2008. Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng: tỷ giá hối đoái

có ảnh hƣởng lớn đến chỉ số giá chứng khoán.

1.3.2.6 Ảnh hƣởng của cung tiền mở rộng tới chỉ số giá chứng khoán

Cung ứng tiền tệ MS (Money supply) là toàn bộ lƣợng tiền đang lƣu thông của cá

nhân và doanh nghiệp, không kể các tổ chức tín dụng và ngân hàng trung ƣơng.

Hình 1.1: Cung ứng tiền tệ

Nguồn: CFOViet.com

M0 = Tổng lƣợng tiền ngân hàng trung ƣơng phát hành đang đƣợc lƣu thông (tiền

cơ sở, tiền hẹp, tiền mặt có thể chi tiêu đƣợc ngay lập tức)

M1 = M0 + tiền mà các ngân hàng thƣơng mại gửi tại ngân hàng trung ƣơng (đồng

tiền mạnh)

M2 = M1 + chuẩn tệ (tiền gửi tiết kiệm, tiền gửi có kỳ hạn…tại các tổ chức tín

dụng)

M3 = M2 + tất cả các khoản tiết kiệm khác gửi tại các tổ chức tín dụng (trái phiếu

quốc gia, tín phiếu…)

M4 (ở Anh) = M0 + tiền trong tài khoản các loại

Tính thanh khoản theo nghĩa rộng = M3 + các trái phiếu + các khoản đầu tƣ tín

thác.

Ngân hàng trung ƣơng dùng cung tiền M1 để kiểm soát tổng phƣơng tiện thanh toán

M2.

Cung tiền tác động đến giá chứng khoán thông qua các cơ chế sau:

 Đối với chính sách mở rộng tiền tệ:

 M2 gia tăng thể hiện sự mở rộng về chính sách tiền tệ nên nguồn cung tiền

trên thị trƣờng cũng gia tăng. Cả doanh nghiệp và nhà đầu tƣ đều có nhiều cơ

hội để tiếp cận nguồn vốn, dễ dàng vay vốn để mở rộng sản xuất kinh doanh

nên khả năng tăng thu nhập cũng tăng lên. Nhà đầu tƣ có thêm nguồn vốn để

đầu tƣ nên cầu về chứng khoán sẽ tăng. Điều này kích thích dòng tiền chảy

vào TTCK làm tăng giá chứng khoán.

 Mặt khác khi M2 tăng, lãi suất trên thị trƣờng tiền tệ sẽ giảm vì lƣợng tiền

nhàn rỗi sẽ dịch chuyển từ thị trƣờng tiền tệ sang TTCK để nhận đƣợc tỷ suất

sinh lợi cao.

 Đối với chính sách thắt chặt tiền tệ:

 Khi M2 giảm, lãi suất trên thị trƣờng sẽ tăng, làm cho các chứng khoán có

thu nhập cố định (trái phiếu) trở nên hấp dẫn hơn, giá cổ phiếu giảm và làm

giảm tính thanh khoản của cổ phiếu; làm giảm xu hƣớng vay mƣợn để đầu tƣ

vào chứng khoán và có khả năng dịch chuyển nguồn tiền từ TTCK sang thị

trƣờng tiền tệ; làm tăng chi phí vận hành doanh nghiệp do đó ảnh hƣởng đến

lợi nhuận công ty. Những hệ quả trên sẽ dẫn tới dòng tiền chảy vào chứng

khoán sẽ ít và làm giảm giá chứng khoán.

Ibrahim và Yusoff (2001) và Tunali (2010) cho thấy khi cung tiền tăng lên sẽ có

tác động làm tăng chỉ số giá chứng khoán và ngƣợc lại.

Mohammad và cộng sự (2009) khi nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng khoán

Karachi – Pakistan đã cho thấy cung tiền và chỉ số giá chứng khoán tồn tại một

mối tƣơng quan nghịch.

1.3.2.7 Ảnh hƣởng của chỉ số sản xuất công nghiệp tới chỉ số giá chứng khoán

Chỉ số sản xuất công nghiệp là “chỉ tiêu nhanh” của các hoạt động công nghiệp, mà

từ đó, chúng ta có thể xem xét tổng quan về hoạt động công nghiệp. Chỉ số sản xuất

công nghiệp không bị ảnh hƣởng bởi sự biến động giá và vì vậy chúng ta có thể

xem xét hoạt động công nghiệp thuần túy thông qua chỉ số sản xuất công nghiệp.

Chỉ số này có thể coi nhƣ “một sản phẩm” phản ánh tất cả các sản phẩm đƣợc tính

trong chỉ số. Nó đƣợc sử dụng nhƣ một thƣớc đo về hiệu suất hoạt động của nền

kinh tế. Một sự gia tăng trong sản xuất công nghiệp là một báo hiệu cho phát triển

kinh tế, là nhân tố quan trọng tác động đến chỉ số giá chứng khoán.

Chen và cộng sự (1986) khi thực hiện nghiên cứu tại TTCK Mỹ đã chỉ ra rằng tăng

trƣởng sản xuất công nghiệp trong tƣơng lai là một yếu tố quan trọng giúp giải thích

những thay đổi của chỉ số giá chứng khoán và kết quả còn cho thấy chỉ số sản xuất

công nghiệp ảnh hƣởng tích cực đến chỉ số giá chứng khoán.

Mohammad và cộng sự (2009) khi nghiên cứu thực nghiệm tại Pakistan đã cho kết

quả là chỉ số sản xuất công nghiệp có mối tƣơng quan dƣơng với giá chứng khoán.

Kết quả này cũng tƣơng tự với nghiên cứu của Tunali (2010) tại Thổ Nhĩ Kỳ.

KẾT LUẬN CHƢƠNG 1

Trong chƣơng này tác giả trình bày tổng quan về TTCK, chỉ số giá chứng khoán và

ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán. Các nghiên cứu

thực nghiệm trên thế giới cũng nhƣ tại Việt Nam đều chỉ ra có sự ảnh hƣởng của

các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán. Tuy nhiên, sự ảnh hƣởng này

lại không giống nhau giữa các thị trƣờng. Có thị trƣờng ảnh hƣởng tích cực, còn ở

thị trƣờng khác thì lại ảnh hƣởng tiêu cực. Có thị trƣờng ảnh hƣởng trong ngắn hạn,

còn ở thị trƣờng khác thì lại ảnh hƣởng trong dài hạn, thậm chí là không có ảnh

hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán. Qua đó, tác giả nhận thấy các yếu tố kinh tế vĩ

mô có ảnh hƣởng mạnh tới chỉ số giá chứng khoán gồm giá vàng, giá dầu, lãi suất,

lạm phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng và chỉ số sản xuất công nghiệp. Vì vậy,

tác giả tập trung vào phân tích các yếu tố kinh tế vĩ mô này để xem xét ảnh hƣởng

của chúng đến chỉ số giá chứng khoán và mức độ ảnh hƣởng ra sao.

CHƢƠNG 2: PHÂN TÍCH ẢNH HƢỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ

MÔ TỚI CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN

2.1 Tình hình kinh tế vĩ mô tại Việt Nam

Tăng trƣởng kinh tế

Việt Nam đƣợc xem là một nền kinh tế mới nổi ở khu vực Đông Nam Á, nơi có tốc

độ phát triển kinh tế nhanh. Tốc độ phát triển đạt đƣợc khoảng 6,6% từ năm 2000-

2005 và 8,35% trong năm 2006-2007, và đạt 5,03% trong năm 2012. Đồng thời đầu

tƣ trực tiếp nƣớc ngoài, tiết kiệm nội địa không ngừng gia tăng trong những năm

gần đây, FDI tăng cao nhất vào năm 2012 đạt 12,72 tỷ USD, đã và đang đóng góp

một phần không nhỏ vào sự phát triển của nền kinh tế nói chung

Trong thập kỷ đầu tiên của thế kỷ XXI, Việt Nam chứng kiến một giai đoạn tăng

trƣởng kinh tế có tốc độ chững lại so với thập niên trƣớc đó. Vào cuối thập niên

1990, tăng trƣởng kinh tế của Việt Nam chậm lại vì những dấu hiệu do dự trong tiến

trình cải cách kinh tế xuất hiện từ năm 1996 và những ảnh hƣởng lan truyền tiêu

cực từ cuộc khủng hoảng tài chính châu Á 1997. Hậu quả của tình trạng này là nền

kinh tế trải qua một giai đoạn suy giảm tốc độ tăng trƣởng đi liền với hiện tƣợng

giảm phát trong những năm 1999-2001. Trƣớc tình hình đó, một kế hoạch kích

thích kinh tế thông qua nới lỏng tín dụng và mở rộng đầu tƣ Nhà Nƣớc bắt đầu

đƣợc thực hiện từ năm 2000. Việc duy trì chính sách kích thích tƣơng đối liên tục

trong những năm sau đó, một mặt giúp nền kinh tế lấy lại phần nào đà tăng trƣởng,

nhƣng mặt khác đã tích tụ những mầm mống gây ra lạm phát cao bắt đầu bộc lộ từ

giữa năm 2007. Thêm vào đó, việc gia nhập Tổ chức thƣơng mại thế giới (WTO)

vào tháng 11/2006 mở ra một thời kỳ hội nhập sâu rộng chƣa từng có, khiến mức độ

giao lƣu thƣơng mại và đầu tƣ quốc tế tăng vọt, làm dòng vốn vào (cả đầu tƣ trực

tiếp lẫn gián tiếp) tăng mạnh.

Trong giai đoạn năm 2000-2012, nền kinh tế vẫn tồn tại nhiều dấu hiệu bất ổn, chỉ

số CPI vẫn ở mức rất cao vào các năm 2008 (24,4%), năm 2010 (11,8%), năm 2011

(18,1%). Bên cạnh đó, cán cân thƣơng mại xuất khẩu tăng cao nhất vào năm 2012

đạt 108,8 tỷ USD và nhập khẩu đạt 121,8 tỷ USD nhƣng thâm hụt thƣơng mại

thƣờng xuyên xảy ra và kéo dài cao nhất năm 2008 (thâm hụt 18 tỷ USD). Nhu cầu

ổn định đồng tiền Việt đòi hỏi NHNN phải trung hòa một lƣợng ngoại tệ rất lớn,

góp phần thổi bùng lạm phát trong năm 2008. Nhìn chung, việc kiểm soát vĩ mô

trong giai đoạn này tỏ ra lúng túng. Cộng với những tác động to lớn của cuộc khủng

hoảng kinh tế thế giới, trong hai năm 2008-2009, nền kinh tế phải hứng chịu thời kỳ

tăng trƣởng kinh tế ở mức thấp đi liền với lạm phát cao.

Hiện nay, nhờ kiên trì theo đuổi mục tiêu ƣu tiên kiềm chế lạm phát suốt từ năm

2010 đến nay, áp dụng đồng bộ các biện pháp, chỉ số giá tiêu dùng bình quân năm

đã giảm từ mức 18,13% năm 2011 xuống 9,21% năm 2012. Mặt bằng lãi suất huy

động đã giảm từ mức 17%-18% của năm 2011 xuống còn 7%-10%/năm, mặt bằng

lãi suất cho vay giảm còn 9%-12%/năm, hiện lãi suất cho vay khoảng 9%-11,5%

(các lĩnh vực ƣu tiên là 7%-9%), đã tạo điều kiện cho các doanh nghiệp tiếp cận

đƣợc với nguồn vốn từ ngân hàng. Bội chi ngân sách, nợ chính phủ, nợ công, nợ

nƣớc ngoài của quốc gia theo cách đánh giá của Việt Nam vẫn trong giới hạn kiểm

soát. Nguồn vốn đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài (FDI) vẫn có xu hƣớng tăng lên; năm

2011, số vốn đăng ký là 15,6 tỷ USD, vốn thực hiện đạt 11 tỷ USD; các con số

tƣơng ứng của năm 2012 là 16,3 tỷ USD và 10,1 tỷ USD; năm 2013 là 21,6 tỷ USD

và 11,5 tỷ USD.

Tốc độ tăng trƣởng GDP trong thời gian 2008-2013 có xu hƣớng giảm sút đáng kể.

Năm 2007, GDP của nền kinh tế là 8.46% thì sang năm 2008, GDP giảm nhanh,

chạm đáy ở 5.32% vào năm 2009. Năm 2010, hƣớng phục hồi gợi mở, nhiều nhận

định đều lạc quan: những gì khó khăn nhất đã qua, hay nền kinh tế đã chạm đáy.

Tuy nhiên, năm 2011 và 2012, triển vọng phục hồi lại càng xấu đi khi GDP có xu

hƣớng đi xuống, chỉ đạt 5.03% vào năm 2012, thấp hơn cả đáy năm 2009. Năm

2013, GDP tăng nhƣng đã không đạt đƣợc mục tiêu 5.5% đã đề ra.

Hình 2.1: Tình hình tăng trƣởng GDP

Nguồn: Tổng cục Thống kê

Ngân sách Nhà Nƣớc

Đặc điểm căn bản của ngân sách Nhà Nƣớc là sự thâm hụt triền miên ở mức cao.

Đồng thời, nợ công có khuynh hƣớng tăng liên tục trong 10 năm qua. Năm 2009 có

thâm hụt đặc biệt cao vì đây là năm thực hiện gói kích thích kinh tế lớn để chống

suy thoái kinh tế.

Thƣơng mại quốc tế và tỷ giá hối đoái

Thƣơng mại quốc tế là một lĩnh vực đặc biệt phát triển của Việt Nam trong giai

đoạn hiện nay. Việt Nam ngày càng hội nhập sâu, rộng vào nền kinh tế toàn cầu,

với những hiệp định thƣơng mại tự do song phƣơng đƣợc ký kết, đồng thời tham gia

vào các tổ chức đa biên, trong đó phải kể tới việc gia nhập WTO. Tuy nhiên, việc

hội nhập sâu vừa mang lại cho Việt Nam nhiều cơ hội, đồng thời cũng buộc đất

nƣớc phải đối diện với nhiều thách thức mới. Đặc điểm đáng lƣu ý là kể từ năm

2002, cán cân vãng lai trở lại tình trạng thâm hụt mà nguyên nhân chủ yếu bắt

nguồn từ thâm hụt thƣơng mại mặc dù dòng kiều hối chảy về trong nƣớc và các

dòng vốn chảy vào Việt Nam bắt đầu gia tăng ổn định và giúp cân đối phần nào cán

cân vãng lai. Khi các dòng vốn có dấu hiệu chững lại do cuộc khủng hoảng kinh tế

thế giới nổ ra vào năm 2008, thì thâm hụt vãng lai lại không có khuynh hƣớng thu

hẹp. Kết quả là, Việt Nam buộc phải giảm mạnh dự trữ ngoại hối để bù đắp cho

phần ngoại tệ bị thiếu hụt. Thâm hụt vãng lai liên tục, đi cùng với mức lạm phát cao

trong nƣớc, khiến tỷ giá thực tế của VND so với USD trong những năm gần đây

giảm mạnh mặc dù tỷ giá danh nghĩa có xu hƣớng tăng lên rõ rệt, và khoảng cách

giữa hai tỷ giá ngày càng mở rộng, đặc biệt là hai năm 2008 và 2009. Nếu lấy năm

2000 làm gốc thì đồng Việt Nam đã lên giá thực tế xấp xỉ 38%. Điều này hẳn đã

góp phần khiến thâm hụt thƣơng mại của Việt Nam trở nên trầm trọng từ sau năm

2003.

Tóm lại, có thể khái quát một số đặc điểm kinh tế vĩ mô của Việt Nam nhƣ sau:

 Tăng trƣởng đạt mức cao so với khu vực, nhƣng đang có khuynh hƣớng chậm

lại; đồng thời, tăng trƣởng vẫn lệ thuộc nhiều vào mở rộng đầu tƣ.

 Nền kinh tế ngày càng trở nên bất ổn khi hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới

(lạm phát dao động mạnh hơn).

 Ngân sách thâm hụt triền miên, đi liền với thâm hụt thƣơng mại (thâm hụt kép).

Ngay cả khi đƣợc hỗ trợ bởi một dòng kiều hối lớn, cán cân vãng lai vẫn thâm

hụt.

 Cán cân tổng thể đƣợc hỗ trợ bởi mức thặng dƣ cao từ cán cân vốn. Tuy nhiên,

chịu ảnh hƣởng của điều kiện quốc tế, các dòng vốn đang dần có khuynh hƣớng

kém ổn định hơn, dẫn tới khả năng cán cân tổng thể có những dao động lớn,

chuyển từ thặng dƣ sang thâm hụt.

 Chính sách tỷ giá neo một cách linh hoạt (crawling peg) vào đồng USD, nhƣng

có khuynh hƣớng đánh giá cao đồng nội tệ.

2.2 Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam

Chỉ số VN-Index là chỉ số thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, đại diện cho tất cả các

cổ phiếu niêm yết và giao dịch trên TTCK Việt Nam.

2.2.1 Phƣơng pháp tính chỉ số VN-Index

Chỉ số VN-Index đƣợc Ủy ban chứng khoán Nhà Nƣớc tính toán theo phƣơng pháp

chỉ số giá bình quân Passcher. Đây là phƣơng pháp cho thấy mức thay đổi giá

chung của phiên giao dịch hiện hành so với phiên giao dịch liền kề trƣớc đó, đặc

trƣng bởi điểm hoặc phần trăm:

VN-Index =  q p tqo po

VN-Index = tổng giá trị hiện hành cổ phiếu/ tổng giá trị cổ phiếu ở thời điểm gốc

Trong đó:

∑qtpt : Tổng giá trị tại thời điểm tính

∑q0p0 : Tổng giá trị tại thời điểm gốc (hệ số chia)

p0, pt: Giá cả giao dịch thực tế tại thời điểm gốc và thời điểm tính

q0, p: Khối lƣợng cổ phần của công ty tại thời điểm gốc và thời điểm tính

Chỉ số này phản ánh sự thay đổi giá cả của chứng khoán. Vì vậy trong quá trình tính

toán chỉ số, ngƣời ta phải loại bỏ những yếu tố làm thay đổi giá trị của chỉ số mà

không phải do giá cả thay đổi nhƣ: có cổ phiếu mới niêm yết, việc tách, gộp cổ

phiếu…

2.2.2 Diễn biến của chỉ số VN-Index

Việt Nam mở cửa TTCK vào ngày 28/7/2000, ban đầu chỉ có 27 công ty tham gia

thị trƣờng. Cho đến đầu năm 2008 đã có khoảng 507 số lƣợng chứng khoán niêm

yết và giá trị vốn hóa chiếm khoảng 359 nghìn tỷ đồng (khoảng 37% GDP). Tỷ lệ

thanh khoản trên thị trƣờng trong năm đạt mức 68%. Tính đến năm 2009 đã có trên

327 nghìn tài khoản giao dịch trong đó có 320 nghìn tài khoản trong nƣớc và gần

7.900 tài khoản nƣớc ngoài. Tính đến năm 2012, số lƣợng công ty niêm yết ở hai Sở

giao dịch đã là 700 công ty.

Số lƣợng công ty niêm yết gia tăng đã đóng góp cho việc huy động vốn, đa dạng

hóa danh mục cho các nhà đầu tƣ. Đây cũng là giai đoạn đánh dấu sự thành công

của công ty niêm yết thực hiện phát hành thêm cổ phiếu nhƣ phát hành cho cổ đông

hiện hữu, cho cán bộ nhân viên, nhà đầu tƣ chiến lƣợc… mang lại nguồn vốn cho

việc mở rộng sản xuất kinh doanh, phục vụ cho kế hoạch đầu tƣ và cung cấp thêm

hàng hoá cho TTCK. Trong đó có nhiều công ty có vốn lớn và hoạt động hiệu quả

nhƣ Đạm Phú Mỹ, Tập đoàn Hòa Phát, Cao su Đồng Phú,…Số điểm VN-Index biến

động không ngừng trong giai đoạn 2000-2012, tăng cao nhất là cuối năm 2007 có số

điểm là 927,02 điểm và giảm thấp nhất vào cuối năm 2003 là 166,94 điểm.

Nếu trong phiên giao dịch đầu tiên ngày 28/7/2000, VN-Index ở mức 100 điểm thì

vào ngày 28/2/2007 là 1.136 điểm, tăng 11 lần so với ngày gốc. TTCK Việt Nam

cho tới đầu năm 2009 đã trải qua nhiều giai đoạn thăng trầm.

 Giai đoạn đầu từ khi ra đời cho đến hết năm 2000, chỉ số chứng khoán VN-Index

đã tăng “phi mã” từ 100 điểm lên 571 điểm - gấp trên 5,7 lần trong vòng 6

tháng.

 Giai đoạn thứ hai bắt đầu từ năm 2001 đến giữa năm 2004, chỉ số VN-Index gần

nhƣ “rơi tự do” từ 571 điểm xuống còn trên 130 điểm.

 Giai đoạn thứ ba, từ nửa cuối năm 2004, chỉ số VN-Index “bò dần” lên trên 200

điểm và đến hết năm 2005, đã vƣợt qua mốc 300 điểm.

 Giai đoạn thứ tƣ, từ năm 2006 là giai đoạn sốt nóng, khi phiên giao dịch đầu

năm mới có 304 điểm, thì đến ngày 25/4 đã vọt lên đỉnh điểm 632,69 điểm,

trong đó giá cổ phiếu của bốn công ty niêm yết hàng đầu đã vƣợt mức 100 nghìn

đồng/cổ phiếu, tức gấp trên 10 lần mệnh giá.

 Giai đoạn thứ năm bắt đầu từ cuối tháng 5/2006, chỉ số VN-Index lại “lao

xuống” còn khoảng 500 điểm. Giá trị giao dịch chứng khoán trung bình một

phiên tại Trung tâm giao dịch chứng khoán TP.HCM (nay là Sở giao dịch chứng

khoán TP.HCM), nếu tháng 3 mới đạt 92,4 tỷ đồng, thì tháng 4 đạt 156 tỷ đồng,

nhƣng tháng 5 lại giảm xuống còn 104 tỷ đồng, tháng 6 chỉ còn 60 tỷ đồng -

trong đó tuần cuối tháng 6 còn 53,7 tỷ đồng, thậm chí một số phiên chỉ còn 30 -

40 tỷ đồng.

 Giai đoạn thứ sáu, TTCK 6 tháng đầu năm 2007 phát triển đi lên, VN-Index bứt

phá ngoạn mục, với đồ thị đi lên gần nhƣ thẳng đứng, từ đầu tháng 01 đến giữa

tháng 3/2007, VN-Index tăng đến trên 55% và đã đạt ở mức kỷ lục 1.174,22

điểm. Sau đó là giai đoạn điều chỉnh mạnh từ giữa tháng 3 đến cuối tháng

4/2007, VN-Index tụt dốc đến trên 20%; và phục hồi từ cuối tháng 4 đến cuối

tháng 6/2007 với mức tăng trƣởng khoảng 15%. Đến cuối tháng 7/2007, VN-

Index dao động xung quanh ngƣỡng 1.000 điểm (đến giữa tháng 5/2007 đã lên

1.060 điểm), tăng hơn 10 lần so với năm 2000.

 Giai đoạn từ cuối năm 2007 đến nay, VN-Index sụt giảm liên tiếp và giảm còn

399,66 điểm vào ngày 04/6/2008. Chƣa dừng ở đó ngày 05/12/2008 VN-Index

chỉ còn 299,68, chính thức rớt dƣới mức 300 điểm. Đến ngày 10/12/2008 VN-

Index lại tiếp tục rớt xuống còn 286,85. Đây là mức thấp điểm nhất kể từ ngày

14/10/2005. Đến đầu tháng 1/2009, VN-Index leo lên đƣợc mức 300 điểm và cứ

dao động xung quanh mức này. Nhƣng đến tháng 5/2009, VN-Index đã vƣợt

mốc 500 điểm và có xu hƣớng tăng dần.

2.3 Ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán

Việt Nam

Hình 2.2: Diễn biến của chỉ số VN-Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô từ năm 2004 đến 2012 Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Giá chứng khoán chịu nhiều ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô. Khi định giá

chứng khoán theo phƣơng pháp chiết khấu dòng cổ tức, ta có công thức tính nhƣ

Trong công thức trên, các thành phần DIV (cổ tức) và k (suất chiết khấu) chịu ảnh

hƣởng rất lớn của tình hình kinh tế chung. Các dòng DIV và giá chứng khoán phản

ảnh kỳ vọng của nhà đầu tƣ về hoạt động kinh tế trong tƣơng lai. Bởi vì các dòng

tiền đƣợc chiết khấu về giá trị hiện tại là các dòng tiền đƣợc tạo ra bởi công ty trong

tƣơng lai. Và các dòng tiền trong tƣơng lai phần nào phản ánh tình hình phát triển

kinh tế của Việt Nam.

Trong giai đoạn đầu mới thành lập từ năm 2000-2004 và phát triển mạnh trong giai

đoạn trong 2005-2007, nhìn chung hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết

diễn ra theo chiều hƣớng tốt, đó là: sản xuất kinh doanh có lãi, cổ phiếu đƣợc trả cổ

tức cao. Lợi nhuận ròng trong năm 2005 so với những năm trở về trƣớc của các

công ty đều tăng, cụ thể là REE tăng 33,8% (cổ tức 1.500đ/cổ phiếu), SAM tăng

15,8% (cổ tức 1.500đ/cổ phiếu), HAP tăng 20,5% (cổ tức 3.700đ/cổ phiếu), TMS

tăng 67,5% (cổtức 1.800đ/cổ phiếu), LAF tăng 78,2% (cổ tức 1.200đ/cổ phiếu)…

Nền kinh tế đạt đƣợc tốc độ tăng trƣởng khá cao, năm sau cao hơn năm trƣớc, trung

bình GDP tăng 7,5%/ năm (đặc biệt năm 2005 là 8,4%). GDP bình quân đầu ngƣời

năm 2005 tính bằng USD theo tỉ giá hối đoái đã đạt 638 USD, vƣợt khá xa so với

mức 288 USD của năm 1995 và 402 USD của năm 2000. Nguồn lực trong và ngoài

nƣớc đƣợc huy động tích cực, đƣa tỷ lệ vốn đầu tƣ so với GDP lên 38,4%. Nguồn

vốn đầu tƣ nƣớc ngoài theo số đăng ký mới và bổ sung lên đến trên 60 tỷ USD, thực

hiện đạt khoảng 33 tỷ USD; nguồn vốn ODA đạt trên 30 tỷ USD, giải ngân đạt

khoảng 16 tỷ USD. Cơ sở vật chất kỹ thuật, cơ sở hạ tầng kinh tế - xã hội đƣợc tăng

cƣờng. Nếu nhƣ cuối năm 2005, HOSE có 32 loại cổ phiếu và 1 chứng chỉ quỹ

niêm yết thì trong năm 2006 số lƣợng các loại cổ phiếu niêm yết tăng mạnh, đặc

biệt là vào những ngày cuối năm do các công ty cổ phần phải chạy đua niêm yết với

mốc thời gian 01/01/2007 - mốc chính thức bãi bỏ ƣu đãi thuế ở mức giảm 50%

thuế thu nhập doanh nghiệp trong 2 năm kể từ thời điểm lên sàn.

Cung chứng khoán tăng mạnh không chỉ cung ứng cho nhà đầu tƣ ngày càng nhiều

sự lựa chọn, giảm tính rủi ro cho thị trƣờng, mà về lâu dài, nó có tác động rất lớn tới

thị trƣờng, kích thích lƣợng cầu chứng khoán tăng lên vì các nhà đầu tƣ đang chờ

đợi cơ hội kiếm lời từ những cổ phiếu của những ngành nghề có tiềm năng phát

triển cao. Các cổ phiếu trên HOSE không những là của các doanh nghiệp lớn có

tiềm năng mà còn là những cổ phiếu có mức thu nhập trên một cổ phiếu (EPS) rất

cao. Đây đƣợc xem là một trong những nhân tố chính làm cho giá cổ phiếu tăng vọt

nhiều phiên liền trong những ngày đầu năm 2007 và trụ hạng ở mức giá cao. Điều

này đồng nghĩa với việc VN-Index thăng hoa rồi dao động quanh mặt bằng giá mới

rất cao so với giai đoạn trƣớc. Với kết quả kinh doanh của các công ty niêm yết nhƣ

trên thì các nhân tố nội sinh không giải thích đƣợc hiện tƣợng tăng giá đến chóng

mặt làm cho VN-Index tăng từ 100 điểm lên 998,72 điểm (27/11/2007), lại càng

không thể giải thích đƣợc hiện tƣợng giảm giá thê thảm để VN-Index rớt xuống còn

203,12 điểm trong thời gian sau đó và tính đến 20/10/2012 VN-Index cũng chỉ xoay

quanh ở mức 390 điểm. Lúc này, mọi suy luận tính toán logic trên cơ sở các số liệu

và thông tin về các hoạt động kinh doanh của công ty đều phá sản. Các chỉ số P/E,

ROA, ROE không còn ảnh hƣởng đến sự tăng hay giảm giá cổ phiếu và chiến lƣợc

đầu tƣ, danh mục đầu tƣ cũng không còn có ý nghĩa đối với các nhà đầu tƣ trong

giai đoạn này nữa. Sự biến động giá chứng khoán trong giai đoạn hiện nay đã tách

khỏi những giá trị nội tại của cổ phiếu. Các nhân tố nội sinh không giúp chúng ta

tìm ra nguyên nhân thật của sự “sốt cao” cũng nhƣ sự “đột quỵ” hiện nay của giá

chứng khoán niêm yết.

Trong giai đoạn 2000-2007, các nhân tố vĩ mô của nền kinh tế Việt Nam tƣơng đối

ổn định. Nếu lấy giá tiêu dùng năm 2000 làm gốc là 19%; năm 2004 chỉ tăng

0,95%, năm 2007 chỉ tăng 0,6%. Năm 2006 đƣợc đánh giá là năm khởi đầu cho thời

kỳ cất cánh của kinh tế Việt Nam, hầu hết các chỉ tiêu kinh tế năm 2006 đều đạt và

tăng trƣởng khá, ổn định đƣợc kinh tế vĩ mô. Kinh tế Việt Nam năm 2006 tăng

trƣởng ngoạn mục, đạt 8,2% (kế hoạch 8%; GDP bình quân đầu ngƣời đạt 720

USD. Đặc biệt hơn là Việt Nam gia nhập WTO, thời cơ mới cho nền kinh tế đã đến.

Việt Nam đã chính thức trở thành thành viên thứ 150 của Tổ chức thƣơng mại thế

giới – tổ chức thƣơng mại lớn nhất hành tinh – Việt Nam thực sự bơi ra “biển lớn”.

Một sân chơi tự do, sòng phẳng, song thách thức trong cạnh tranh sẽ gay gắt hơn

bao giờ hết đang chờ đón các doanh nghiệp Việt Nam. Quốc hội Hoa Kỳ cũng đã

chính thức thông qua Quy chế quan hệ thƣơng mại bình thƣờng vĩnh viễn (PNTR)

với Việt Nam làm cho kinh tế Việt Nam hoàn toàn hội nhập vào nền kinh tế thế

giới. Chính sự ổn định của nền kinh tế làm cho các kênh đầu tƣ nhƣ vàng, USD, bất

động sản trở nên rất hạn chế vì không thu đƣợc mức lợi nhuận cao. Trong giai đoạn

này, đầu tƣ vào chứng khoán đƣợc xem nhƣ một kênh đầu tƣ mới và đầy hấp dẫn.

Sự quan tâm của nhà đầu tƣ và lƣợng tiền đổ vào chứng khoán quá nhiều có thể

đƣợc xem là yếu tố ngoại sinh làm cho giá cổ phiếu tăng cực nóng, trở thành giá ảo

rồi rơi tự do sau đó nhƣ là một quy luật tất yếu.

Kể từ khi ảnh hƣởng của thị trƣờng bất động sản Mỹ năm 2008 và khủng hoảng

kinh tế thế giới xảy ra, đặt biệt là diễn biến của nợ công châu Âu cho đến ngày

20/10/2012, giá chứng khoán cứ xập xình, TTCK ảm đạm.

2.4 Mô hình nghiên cứu

2.4.1 Dữ liệu nghiên cứu

Chỉ số giá chứng khoán chịu tác động của nhiều yếu tố trong đó có các yếu tố kinh

tế vĩ mô. Theo nhiều nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới, sự tác động này là khác

nhau tùy theo từng thị trƣờng và giai đoạn nghiên cứu. Việt Nam đƣợc xem nhƣ là

một nền kinh tế mới nổi, TTCK còn non trẻ nên chỉ số giá chứng khoán nhạy cảm

với các biến động của các yếu tố kinh tế vĩ mô. Để trả lời câu hỏi “Chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam chịu tác động mạnh với biến số vĩ mô nào”, trong chƣơng này tác

giả sẽ tiến hành thực hiện các phân tích định lƣợng.

Lý do tác giả chọn các yếu tố kinh tế vĩ mô trên là vì:

 Đối với yếu tố giá vàng: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của Tunali (2010).

 Đối với yếu tố giá dầu thế giới: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của Jones

và cộng sự Goswami và Jung (1997), Gan và cộng sự (2006), Tunali (2010).

 Đối với yếu tố lãi suất: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của Chen và cộng

sự (1986), Goswami và Jung (1997), Islam và cộng sự (2004), Gan và cộng sự

(2006), Acikalin và cộng sự (2008), Tunali (2010), Tangjitprom (2011).

 Đối với yếu tố tỷ lệ lạm phát: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của Chen và

cộng sự (1986), Tunali (2010).

 Đối với yếu tố tỷ giá hối đoái: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của

Mookerjee và Yu (1997), Islam và cộng sự (2004), Acikalin và cộng sự (2008),

Mohammad và cộng sự (2009), Tunali (2010), Tangjitprom (2011), Singh và

cộng sự (2011).

 Đối với yếu tố cung tiền mở rộng: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm của

Ibrahim và Yusoff (2001), Mohammad và cộng sự (2009), Tunali (2010).

 Đối với yếu tố chỉ số sản xuất công nghiệp: dựa vào các nghiên cứu thực nghiệm

của Chen và cộng sự (1986), Mohammad và cộng sự (2009), Tunali (2010).

Các nghiên cứu đều chỉ ra ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô kể trên tới chỉ số

giá chứng khoán. Tuy nhiên, sự ảnh hƣởng này lại không giống nhau giữa các thị

trƣờng. Có thị trƣờng ảnh hƣởng tích cực, còn ở thị trƣờng khác thì lại ảnh hƣởng

tiêu cực. Có thị trƣờng ảnh hƣởng trong ngắn hạn, còn ở thị trƣờng khác thì lại có

ảnh hƣởng trong dài hạn, thậm chí là không có ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng

khoán. Bên cạnh đó để phù hợp với đặc thù về thông tin và kinh tế Việt Nam, sự

khó khăn trong việc lấy số liệu và năng lực nghiên cứu, trong đề tài nghiên cứu này

tác giả chọn các yếu tố kinh tế vĩ mô gồm giá vàng, giá dầu, lãi suất, tỷ lệ lạm phát,

tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng, chỉ số sản xuất công nghiệp để kiểm định tác

động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán, xem ảnh hƣởng đó

tích cực hay tiêu cực, ảnh hƣởng này giống hay khác so với các TTCK khác trên thế

giới.

Bảng 2.1: Các yếu tố kinh tế vĩ mô sử dụng trong nghiên cứu

STT Tên biến Ký hiệu Nguồn Đơn vị tính Dấu kỳ vọng

1 Giá vàng Việt Nam GOLD GSO % -

2 Giá dầu thế giới OIL www.eia.gov USD/thùng -

3 Lãi suất DR IFS % -

Tỷ lệ lạm phát CPI GSO % - 4

5 Tỷ giá hối đoái EX IFS USD/VNĐ +

6 Cung tiền mở rộng M2 IFS triệu VNĐ +

7 Chỉ số sản xuất công nghiệp IPI GSO % +

Nguồn: Tóm lược của tác giả

Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam: sử dụng chỉ số VN-Index làm đại diện cho chỉ số

giá chứng khoán Việt Nam. Chỉ số này đƣợc tính bằng cách lấy chỉ số giá đóng cửa

hàng tháng của chỉ số VN-Index. Chuỗi số liệu đƣợc thu thập từ hệ thống dữ liệu

của Sở giao dịch chứng khoán TPHCM (HOSE).

Cách lấy số liệu của các yếu tố kinh tế vĩ mô:

 Giá vàng Việt Nam: chỉ số đƣợc cung cấp hàng tháng.

 Giá dầu thế giới: giá chốt tại thời điểm cuối tháng.

 Lãi suất: sử dụng lãi suất tiền gửi tiết kiệm 1 tháng.

 Tỷ lệ lạm phát: sử dụng chỉ số CPI để đo lƣờng mức độ lạm phát.

 Tỷ giá hối đoái: sử dụng tỷ giá giữa tiền đồng Việt Nam so với đô la Mỹ vì USD

là đồng tiền có mức độ phổ biến nhất trong các hoạt động kinh tế thƣơng mại tại

thị trƣờng Việt Nam.

 Cung tiền mở rộng: cung tiền ở đây đƣợc chọn là cung tiền M2.

 Chỉ số sản xuất công nghiệp: chỉ số đƣợc cung cấp hàng tháng.

Trong nghiên cứu này, việc phân tích sẽ đƣợc tiến hành trên dữ liệu tháng trong giai

đoạn từ tháng 01/2004 đến tháng 02/2013 với 110 quan sát. Lý do chọn khoảng thời

gian bắt đầu từ năm 2004 là vì: do hạn chế trong việc tiếp cận các số liệu trƣớc đó

để có chuỗi dữ liệu đồng nhất về thời gian giữa các biến vì một số biến nhƣ M2, chỉ

số sản xuất công nghiệp tác giả chỉ thu thập đƣợc số liệu từ năm 2004 trở đi. Bên

cạnh đó, khoảng thời gian từ năm 2004, giá trị trái phiếu niêm yết so với GDP tăng

đáng kể, đồng thời, nhiều quy định mới đƣợc áp dụng nhằm thúc đẩy giao dịch trái

phiếu nhƣ: không giới hạn tỷ lệ nắm giữ đối với trái phiếu của các tổ chức, cá nhân

nƣớc ngoài; cơ chế giao dịch thỏa thuận; rút ngắn thời gian thanh toán T+1. Vì vậy,

tính thanh khoản của thị trƣờng cũng tăng dần.

Dữ liệu trong bài nghiên cứu đƣợc tổng hợp, thu thập và tính toán từ nhiều

nguồn khác nhau. Để đảm bảo sự chính xác cho chuỗi dữ liệu trong quá trình xử lý,

đa số dữ liệu đƣợc lấy trong các báo cáo của các tổ chức uy tín nhƣ: GSO, IFS,

EIA, HOSE.

Ngoài ra, để tránh những rắc rối liên quan đến vấn đề phƣơng sai của sai số thay đổi

và để chuỗi dữ liệu đƣợc ổn định hơn, các biến gồm VNI, EX, M2, OIL đều đƣợc

chuyển từ dữ liệu gốc sang dạng logarit (log).

2.4.2 Phƣơng pháp nghiên cứu

Trong bài nghiên cứu này, mô hình tự hồi quy vector (VAR) đƣợc sử dụng để đánh

giá xu hƣớng và mức độ phụ thuộc lẫn nhau giữa các chuỗi thời gian. Có thể nói

đây là một trong những mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu định lƣợng các

chính sách tiền tệ. Bởi lẽ mối quan hệ giữa các biến số kinh tế không đơn thuần chỉ

theo một chiều, biến độc lập (biến giải thích) ảnh hƣởng lên biến phụ thuộc mà

trong nhiều trƣờng hợp nó còn có ảnh hƣởng ngƣợc lại. Do đó ta phải xét ảnh

hƣởng qua lại giữa các biến này cùng một lúc. Mô hình VAR đã giúp giải quyết

đƣợc vấn đề này, là mô hình khá linh động và dễ dàng sử dụng trong phân tích với

chuỗi thời gian đa biến (multivariate). Nó là sự mở rộng thêm mô hình tự hồi quy

đơn biến (univariate). Mô hình VAR đặc biệt rất hữu ích cho việc mô tả những biến

động của chuỗi thời gian kinh tế và dự báo. Mô hình này còn đƣợc sử dụng trong

việc phân tích chính sách hay kết luận mang tính cấu trúc. Trong phân tích cấu trúc

(structure analysis), một vài giả định về cấu trúc có tính nguyên nhân của dữ liệu

dƣới dạng nghiên cứu đƣợc áp đặt và kết quả của những tác động gây ra của các

biến động không mong muốn hay những cách tân của các biến cụ thể trong mô hình

đƣợc tổng kết lại. Những tác động thƣờng đƣợc tổng kết lại với những công thức đo

lƣờng phản ứng đẩy (impulse reponse) và sai số dự báo trong mô hình phân tích

phƣơng sai (variance decomposition).

Mô hình VAR về cấu trúc gồm nhiều phƣơng trình (mô hình hệ phƣơng trình) và độ

trễ (lag) của các biến số. VAR là mô hình động của một số biến thời gian.

 Mô hình VAR trong phạm vi nghiên cứu của tác giả có dạng nhƣ sau:

Yt= A0,t + A1,tYt-1+ …+ Ap,tYt-p + εt

Trong đó:

 Yt là một vector bao gồm: chỉ số giá chứng khoán (VNI), giá vàng (GOLD),

giá dầu (OIL), lãi suất (IR), tỷ lệ lạm phát (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), cung

tiền mở rộng (M2) và chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI)

 A0,t: là vector hằng số (hệ số chặn)

 Ai,t: là ma trận hệ số của các thời gian khác nhau (i=1,…,p)

 εt: là ma véc tơ đơn vị thỏa mãn một số điều kiện nhất định

 p: là giá trị trễ 1

Tính chất “trễ” trong các mô hình hồi quy định lƣợng trong kinh tế đƣợc hiểu nhƣ

sau: Khi chúng ta sử dụng một mô hình hồi quy tƣơng quan nào đó thì thƣờng giả

định rằng các biến độc lập tác động tức thì lên biến phu thuộc và biến phụ thuộc chỉ

chịu sự tác động của biến độc lập. Tuy nhiên, các biến số trong kinh tế thƣờng

không đúng, tác động của các biến có thể tức thời, có thể không. Nguyên nhân có

thể do yếu tố tâm lý, sức ỳ của nền kinh tế, định chế,…. Chính vì thế mô hình hồi

quy thông thƣờng dạng (với t là kỳ thứ t)

thƣờng không chính xác, nên mô hình hồi quy VAR có thêm ký hiệu độ trễ p –

VAR(p). Chúng ta phải xác định p trễ này.

 Ƣu điểm của mô hình VAR:

 Đây là phƣơng pháp đơn giản, ta không cần phải lo lắng về việc xác định các

biến nào là biến nội sinh và biến nào là biến ngoại sinh. Tất cả các biến trong

VAR đều là biến nội sinh.

 Phép ƣớc lƣợng đơn giản, tức là, phƣơng pháp OLS thông thƣờng có thể

đƣợc áp dụng cho từng phƣơng trình riêng rẽ.

 Các dự báo tính đƣợc bằng phƣơng pháp này, trong nhiều trƣờng hợp, tốt hơn

các dự báo tính đƣợc từ các mô hình phƣơng trình đồng thời phức tạp hơn.

 Nhƣợc điểm của mô hình VAR:

 Do trọng tâm của mô hình đƣợc đặt vào dự báo nên VAR ít phù hợp cho phân

tích chính sách.

 Khi xét đến mô hình VAR ta phải xét đến tính dừng của các biến trong mô

hình. Yêu cầu đặt ra khi ƣớc lƣợng mô hình VAR là tất cả các biến phải

dừng, nếu trong trƣờng hợp các biến này chƣa dừng thì ta phải lấy sai phân

để đảm bảo chuỗi dừng.

 Khó khăn trong việc lựa chọn khoảng trễ thích hợp. Nếu độ trễ lớn thì hệ số

ta phải ƣớc lƣợng sẽ khá lớn. Ngoài ra, khó khăn trong việc lựa chọn khoảng

trễ còn thể hiện ở chỗ nếu ta tăng độ dài của trễ sẽ làm cho bậc tự do giảm,

do vậy mà ảnh hƣởng đến chất lƣợng các ƣớc lƣợng.

 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình VAR:

 Xét tình dừng của các biến trong mô hình. Nếu chuỗi chƣa dừng thì phải sử

dụng kỹ thuật lấy sai phân để đƣa về các chuỗi dừng.

 Lựa chọn khoảng trễ phù hợp.

 Xem xét mức độ phù hợp của mô hình chạy ra bằng việc kiểm định tính dừng

của phần dƣ. Nếu phần dƣ của mô hình dừng thì mô hình nhận đƣợc phù hợp

với chuỗi thời gian và ngƣợc lại.

So sánh các mô hình phù hợp và lựa chọn mô hình phù hợp nhất.

2.4.3 Các bƣớc thực hiện

Để đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam (VN-Index) ta thực hiện các bƣớc nhƣ sau:

 Đầu tiên, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và

không dừng của các chuỗi thời gian của các biến trong mô hình thực nghiệm để

tránh hiện tƣợng hồi quy giả trong quá trình phân tích dữ liệu.

 Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phƣơng pháp phân tích

Johansen để xem xét mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình nghiên

cứu. Trƣớc khi tiến hành kiểm định đồng liên kết tác giả đã lựa chọn độ trễ phù

hợp cho mô hình.

 Thứ ba, sử dụng kiểm định nhân quả Granger để xác định xem với một sự thay

đổi của các biến số kinh tế vĩ mô có ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán trong

ngắn hạn hay không.

 Cuối cùng, để kiểm tra lƣợng thông tin của mỗi yếu tố kinh tế vĩ mô trong việc

giải thích biến động của chỉ số giá chứng khoán và xem xét tính động trong sự

tƣơng tác của chỉ số giá chứng khoán trƣớc những cú sốc từ các biến số kinh tế

vĩ mô, phân tích phân rã phƣơng sai và hàm phản ứng đẩy cũng đƣợc sử dụng.

Các kỹ thuật phân tích đề cập ở trên đều đƣợc tác giả thực hiện trên phần mềm

Eviews 6.

2.4.4 Kết quả nghiên cứu

2.4.4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit roots test)

Ở phần này, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị riêng lẻ từng biến để xác

định thuộc tính dừng của các chuỗi số thời gian của các biến trong mô hình

thực nghiệm. Việc tìm ra chuỗi có tính dừng hay không dừng là một việc rất cần

thiết và quan trọng vì:

 Thứ nhất, một trong những giả thiết của mô hình hồi quy cổ điển là các biến độc

lập phải phi ngẫu nhiên và có giá trị xác định. Nếu chúng ta ƣớc lƣợng mô hình

có chuỗi thời gian mà các biến độc lập không dừng, thì khi đó giả thiết của OLS

bị vi phạm và sẽ hạn chế khả năng phân tích nếu chúng ta áp dụng các phƣơng

pháp hồi quy thông thƣờng.

 Thứ hai, khi phân tích chuỗi thời gian không dừng thƣờng cho những kết quả hồi

quy giả mạo.

Trong nghiên cứu của mình, tác giả sử dụng kiểm định Augmented Dickey –

Fuller (ADF) để kiểm tra tính dừng của các biến. Các giả thiết của kiểm định nhƣ

Ho: Chuỗi không có tính dừng

H1: Chuỗi có tính dừng

Nếu │tADF │> │tα│ thì bác bỏ giả thiết Ho, tức là chuỗi có tính dừng và ngƣợc

lại.

Kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong bài nghiên cứu đƣợc thể hiện ở

bảng sau:

Bảng 2.2: Kết quả kiểm định tính dừng của các biến

Tại số liệu gốc ban đầu Tại sai phân bậc 1 Biến Kết quả t(ADF) p-value t(ADF) p-value

VNI -2.049941 0.2654 -7.393309* 0.0000 Dừng tại sai phân bậc 1

DR -2.211456 0.2035 -10.36420* 0.0000 Dừng tại sai phân bậc 1

CPI -5.216824* 0.0000 Dừng tại số liệu ban đầu

M2 -2.399696 0.1442 -10.04892* 0.0000 Dừng tại sai phân bậc 1

IPI -13.38196* 0.0000 Dừng tại số liệu ban đầu

EX 0.634210 0.9901 -8.342320* 0.0000 Dừng tại sai phân bậc 1

OIL -2.301406 0.1734 -8.173151* 0.0000 Dừng tại sai phân bậc 1

GOLD -8.390024* 0.0000 Dừng tại số liệu ban đầu

Ghi chú: * là ký hiệu mức ý nghĩa lần lƣợt tại 1%

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Bảng 2.2 cho thấy, yếu tố chỉ số CPI, IPI, GOLD dừng tại số liệu ban đầu, các yếu

tố còn lại đều dừng ở sai phân bậc 1. Do đó 8 biến nói trên có thể sử dụng để hồi

quy mô hình VAR.

2.4.4.2 Xác định độ trễ tối ƣu sử dụng trong mô hình

Trƣớc khi tiến hành kiểm định đồng liên kết để kiểm tra liệu có tồn tại mối quan hệ

dài hạn giữa các biến, chúng ta phải xác định độ trễ phù hợp cho mô hình. Kết quả

kiểm định bƣớc trễ thể hiện qua bảng sau:

2.4.4.2.1 Xác định độ trễ tối đa

Bảng 2.3: Xác định độ trễ tối đa sử dụng trong mô hình VAR

1968.042

1.92e-27

-38.81272

-38.60558*

-38.72886

2067.624

181.4155*

9.54e-28*

-39.51730

-37.65305

-38.76260*

2113.190

75.79323

1.41e-27

-39.15227

-35.63092

-37.72673

2166.784

80.65726

1.83e-27

-38.94622

-33.76777

-36.84984

2211.375

60.04340

3.02e-27

-38.56189

-31.72633

-35.79466

2274.483

74.97996

3.74e-27

-38.54423

-30.05156

-35.10615

2351.848

79.66238

3.94e-27

-38.80887

-28.65910

-34.69995

2422.796

61.81617

5.57e-27

-38.94646

-27.13958

-34.16669

2519.701

69.08057

6.05e-27

-26.13405

-34.14742

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

-39.59803*

* 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

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Bảng 2.3 cho thấy độ trễ tối đa của mô hình là 8.

2.4.4.2.2 Xác định độ trễ tối ƣu

Bảng 2.4 Xác định độ trễ tối ƣu sử dụng trong mô hình VAR

23.95105

28.17694

7.889519

13.66675

29.68290

15.90919

7.937464

3.488836

178.6592

D(VNI) CPI D(DR) D(EX) GOLD IPI D(M2) D(OIL) Joint

Lag 1

[ 0.002336] [ 0.000442] [ 0.444336] [ 0.090876] [ 0.000240]

[ 0.043698] [ 0.439603] [ 0.900054] [ 8.95e-13]

18.29542

5.582462

6.216017

5.909835

5.029245

6.282890

5.643729

2.741201

78.79844

Lag 2

[ 0.019118] [ 0.693888] [ 0.623049] [ 0.657331] [ 0.754446]

[ 0.615577] [ 0.687069] [ 0.949535] [ 0.100829]

21.74701

10.39950

11.99615

10.31590

12.03373

3.161323

7.839765

12.07735

134.9582

Lag 3

[ 0.005407] [ 0.238098] [ 0.151376] [ 0.243550] [ 0.149705]

[ 0.923829] [ 0.449277] [ 0.147786] [ 5.51e-07]

9.783089

7.477010

10.04200

5.107332

9.153857

4.466611

10.76592

6.962565

92.84573

Lag 4

[ 0.280582] [ 0.486146] [ 0.262090] [ 0.746045] [ 0.329484]

[ 0.812764] [ 0.215318] [ 0.540677] [ 0.010704]

7.977858

9.011003

17.94373

3.460342

4.993302

4.594297

5.739416

2.117833

71.32122

Lag 5

[ 0.435636] [ 0.341369] [ 0.021652] [ 0.902246] [ 0.758292]

[ 0.799927] [ 0.676395] [ 0.977185] [ 0.247496]

9.273659

4.853056

7.581996

4.953097

11.37348

8.324798

11.62094

5.164441

88.31612

Lag 6

[ 0.319739] [ 0.773160] [ 0.475328] [ 0.762577] [ 0.181422]

[ 0.402403] [ 0.168934] [ 0.739865] [ 0.023724]

7.599944

2.851129

6.284400

6.655024

29.32932

10.42862

7.767544

9.223473

106.9233

Lag 7

[ 0.473491] [ 0.943350] [ 0.615408] [ 0.574268] [ 0.000278]

[ 0.236221] [ 0.456500] [ 0.323796] [ 0.000618]

15.14400

3.007259

8.044819

5.386252

9.944778

6.250884

7.612518

13.58901

89.91423

Lag 8

[ 0.056405] [ 0.933901] [ 0.429104] [ 0.715607] [ 0.268923]

[ 0.619152] [ 0.472205] [ 0.093127] [ 0.018049]

df

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Từ bảng 2.4 ta thấy cần loại bỏ độ trễ 2 và 5. Vậy trong bài nghiên cứu tác giả chọn

độ trễ tối ƣu của mô hình là 1, 3, 4, 6, 7, 8.

2.4.4.3 Kiểm định đồng liên kết theo phƣơng pháp Johansen

Khi hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thƣờng dẫn đến kết quả hồi quy giả

mạo. Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng, nếu kết hợp tuyến tính của các

chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không

dừng đó đƣợc cho là đồng liên kết và có thể đƣợc giải thích nhƣ là mối quan hệ

cân bằng dài hạn giữa các biến.

Do đặc điểm của chuỗi dữ liệu mà tác giả thu thập để nghiên cứu có 5 biến là

không dừng nên phần này tác giả sẽ kiểm định đồng liên kết để xác định xem

một nhóm các chuỗi không dừng có đồng liên kết hay không. Tác giả sử dụng

phƣơng pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả thuyết

này. Đây là kỹ thuật kiểm định đồng liên kết đƣợc sử dụng phổ biến nhất trong

việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vector

đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng. Nếu mô hình có nhiều hơn

2 biến, khi đó có khả năng sẽ có nhiều hơn 1 vector đồng liên kết, tức là các

biến trong mô hình có thể tồn tại vài mối quan hệ cân bằng. Đối với n biến số ta

có thể có tới (n-1) vector đồng liên kết. Trong bài nghiên cứu của tác giả, có thể

tồn tại tới 7 vector đồng liên kết.

Với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê Eviews 6, kết quả cho thấy cả hai kiểm

định mà phƣơng pháp Johansen và Juselius (1990) đƣa ra là kiểm định theo

thống kê Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (maximal

eigenvalue) đều bác bỏ giả thuyết không tồn tại vector đồng liên kết và khẳng

định có tồn tại ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết của các biến trong mô

hình tại mức ý nghĩa 5%. Kết quả cụ thể nhƣ sau:

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized

Trace

0.05

Bảng 2.5: Kiểm định Trace

No. of CE(s) Eigenvalue

Statistic

Critical Value Prob.**

None *

0.628809

342.8692

159.5297

0.0000

At most 1 *

0.499397

242.7742

125.6154

0.0000

At most 2 *

0.465972

172.8881

95.75366

0.0000

At most 3 *

0.416455

109.5300

69.81889

0.0000

At most 4 *

0.184793

55.12797

47.85613

0.0089

At most 5 *

0.175401

34.49238

29.79707

0.0134

At most 6

0.129433

15.01370

15.49471

0.0590

At most 7

0.009990

1.014075

3.841466

0.3139

Trace test indicates 6 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized

Max-Eigen

0.05

No. of CE(s)

Eigenvalue

Statistic

Critical Value Prob.**

None *

0.628809

100.0950

52.36261

0.0000

At most 1 *

0.499397

69.88609

46.23142

0.0000

At most 2 *

0.465972

63.35804

40.07757

0.0000

At most 3 *

0.416455

54.40206

33.87687

0.0001

At most 4

0.184793

20.63559

27.58434

0.2988

At most 5

0.175401

19.47868

21.13162

0.0838

At most 6

0.129433

13.99963

14.26460

0.0550

At most 7

0.009990

1.014075

3.841466

0.3139

Max-eigenvalue test indicates 4 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Bảng 2.6: Kiểm định giá trị riêng cực đại

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Theo kiểm định Trace thì tồn tại 5 vector đồng liên kết, còn theo kiểm định giá trị

riêng cực đại LRmax thì tồn tại 3 vector đồng liên kết. Điều này có nghĩa là tồn tại

mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến tại mức ý nghĩa 5%.

2.4.4.4 Kiểm định nhân quả Granger

Kiểm định đồng liên kết Johansen cho thấy rằng có tồn tại mối quan hệ cân

bằng dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán và các yếu tố vĩ mô, nhƣng kết quả này

chƣa cho thấy đƣợc mối quan hệ trực tiếp (biến nào có ảnh hƣởng trực tiếp lên biến

nào). Do đó, chúng ta sẽ sử dụng kiểm định nhân quả Granger để xem xét mối

quan hệ động trong ngắn hạn giữa các biến số.

Kiểm định có các giả thiết nhƣ sau:

H0: Biến số kinh tế vĩ mô không có tác động nhân quả Granger lên chỉ số giá chứng

khoán và chỉ số giá chứng khoán không tác động nhân quả Granger lên các biến số

kinh tế vĩ mô.

Từ giả thiết trên sẽ xảy ra 4 trƣờng hợp nhƣ sau:

 Có nhân quả Granger một chiều từ yếu tố kinh tế vĩ mô sang chỉ số giá chứng

khoán.

 Có nhân quả Granger một chiều từ chỉ số giá chứng khoán sang các yếu tố kinh

tế vĩ mô.

 Có nhân quả Granger hai chiều giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng

khoán.

 Không có quan hệ nhân quả Granger giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá

chứng khoán.

Để kiểm định giả thiết này chúng ta sử dụng thống kê F của kiểm định Wald. Giả

thiết H0 bị từ chối nếu thống kê F tính toán đƣợc là có ý nghĩa.

Sử dụng độ trễ tối đa vừa xác định ở trên (độ trễ là 8) trong kiểm định nhân quả

Granger, ta có kết quả nhƣ sau:

Lags: 8

Bảng 2.7: Kết quả kiểm định nhân quả Granger giữa các biến số

Null Hypothesis:

Obs

F-Statistic

Prob.

CPI does not Granger Cause DVNI

101

0.015

2.56243*

DVNI does not Granger Cause CPI

0.96356

0.47

DDR does not Granger Cause DVNI

101

0.80456

0.6003

DVNI does not Granger Cause DDR

0.83733

0.5725

DEX does not Granger Cause DVNI

101

0.94351

0.4857

DVNI does not Granger Cause DEX

0.58056

0.7912

DM2 does not Granger Cause DVNI

101

0.0274

2.30847*

DVNI does not Granger Cause DM2

0.87634

0.5399

DOIL does not Granger Cause DVNI

101

0.0186

2.47234*

DVNI does not Granger Cause DOIL

1.60954

0.1343

GOLD does not Granger Cause DVNI

101

0.82257

0.585

DVNI does not Granger Cause GOLD

1.70151

0.1099

IPI does not Granger Cause DVNI

101

0.77468

0.626

DVNI does not Granger Cause IPI

0.48395

0.8644

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Bảng 2.7 cho thấy: lạm phát, cung tiền mở rộng, giá dầu là có ảnh hƣởng một chiều

đến chỉ số giá chứng khoán và chỉ số giá chứng khoán thì không có tác động

ngắn hạn tới bất kỳ yếu tố vĩ mô nào. Kết quả trên có thể đƣợc lý giải nhƣ sau:

 Đối với yếu tố lạm phát:

Giả thuyết lạm phát không tác động Granger đến VN-Index đã bị bác bỏ, chứng

tỏ những thay đổi trong thông tin lạm phát sẽ ảnh hƣởng tới giá chứng khoán.

Điều này là hoàn toàn phù hợp với TTCK Việt Nam trong thời gian qua. Khi

lạm phát thay đổi thì sẽ động trực tiếp đến tâm lý nhà đầu tƣ và giá trị của các

khoản đầu tƣ 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 và nhƣ vậy sẽ ảnh hƣởng luồng tiền chảy vào TTCK.

 Đối với yếu tố cung tiền mở rộng:

Kiểm định Granger cho thấy trong ngắn hạn, những thay đổi trong cung tiền mở

rộng sẽ ảnh hƣởng đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. M2 gia tăng thể hiện

sự mở rộng về chính sách tiền tệ nên nguồn cung tiền trên thị trƣờng cũng gia

tăng. Cả doanh nghiệp và nhà đầu tƣ có nhiều cơ hội để tiếp cận nguồn vốn.

Doanh nghiệp dễ dàng vay vốn để mở rộng sản xuất kinh doanh nên khả năng

tăng thu nhập cũng tăng lên.

Nhà đầu tƣ có thêm nguồn vốn để đầu tƣ nên cầu về chứng khoán sẽ tăng. Điều

này kích thích dòng tiền chảy vào TTCK làm tăng giá chứng khoán.

 Đối với yếu tố giá dầu:

Kiểm định Granger cho thấy những thay đổi trong giá dầu trong ngắn hạn có ảnh

hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. Điều này có thể giải thích rằng: do

Việt Nam vẫn chủ yếu nhập khẩu xăng dầu, nên khi giá dầu thế giới thay đổi sẽ

làm thay đổi giá bán xăng trong nƣớc, chi phí đầu vào của các ngành kinh kế bị

ảnh hƣởng tức thời nên trong ngắn hạn biến số giá dầu sẽ ảnh hƣởng tới chỉ số

giá chứng khoán.

 Các yếu tố còn lại nhƣ lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái, giá

vàng: thì lại không gây ảnh hƣởng trong ngắn hạn đối với chỉ số giá chứng

khoán. Điều này chƣa phù hợp về mặt lý thuyết và thực tế tại TTCK Việt Nam

trong thời gian qua. Nhƣng cũng từ kết quả kiểm định Granger có thể thấy:

 Yếu tố lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp và giá vàng có ảnh hƣởng trực

tiếp tới lạm phát. Vì vậy có thể hiểu tại thị trƣờng Việt Nam, các thông tin về

lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp và giá vàng sẽ đƣợc phản ánh trực tiếp

vào lạm phát và từ đó ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán.

 Mặt khác, tỷ giá hối đoái tác động trực tiếp đến cung tiền mở rộng. Vì vậy có

thể nói tỷ giá hối đoái có tác động đến chỉ số giá chứng khoán thông qua

cung tiền mở rộng.

Kết quả Granger cũng cho thấy, trong ngắn hạn VN-Index không có bất kỳ ảnh

hƣởng nào tới các yếu tố kinh tế vĩ mô. Nhƣ vậy, TTCK chƣa hiệu quả về mặt

thông tin và chƣa thể trở thành chỉ báo hàng đầu cho nền kinh tế nhƣ ở một số

nƣớc trên thế giới. Điều này, cũng phù hợp với thị trƣờng Việt Nam vì: TTCK

Việt Nam hoạt động trên 10 năm, quy mô thị trƣờng còn nhỏ nên mức ảnh

hƣởng của thị trƣờng tới các hoạt động kinh tế là còn thấp. Bên cạnh đó, tại Việt

Nam vấn đề về công bố thông tin vẫn còn tồn tại nhiều vấn đề nên kết quả giao

dịch chƣa phản ánh đúng năng lực của các công ty mà chủ yếu là do đầu cơ và

ảnh hƣởng tâm lý bầy đàn. Do đó, hiện tại chỉ số giá chứng khoán Việt Nam chƣa

thể là chỉ báo hàng đầu cho ngành kinh tế và điều hành chính sách.

2.4.4.5 Kết quả kiểm định mô hình VAR

Chúng ta sẽ xem xét phƣơng trình thể hiện mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng

khoán với độ trễ của chính nó và độ trễ của các yếu tố kinh tế vĩ mô khác.

Bảng 2.8: Kết quả hồi quy mô hình VAR

Variables

D(VNI)

Variables

D(VNI)

D(VNI(-1))

0.393616

GOLD(-1)

0.09744

-0.12708

-0.17568

[ 0.55465]

[ 3.09732]

-0.385811

0.08009

D(VNI(-3))

GOLD(-3)

-0.12789

-0.16449

[ 0.48690]

[-3.01671]

D(VNI(-4))

GOLD(-4)

0.179539

-0.010792

-0.14029

-0.16061

[ 1.27981]

[-0.06719]

D(VNI(-6))

GOLD(-6)

-0.196808

0.200356

-0.14984

-0.16057

[-1.31349]

[ 1.24777]

D(VNI(-7))

GOLD(-7)

-0.02134

-0.046677

-0.14852

-0.16755

[-0.14368]

[-0.27858]

D(VNI(-8))

GOLD(-8)

0.083093

0.179375

-0.12898

-0.13965

[ 0.64422]

[ 1.28451]

CPI(-1)

IPI(-1)

-1.054781

-0.002585

-0.83636

-0.03177

[-1.26116]

[-0.08136]

CPI(-3)

-0.194678

IPI(-3)

0.048081

-1.0613

-0.03339

[-0.18343]

[ 1.44017]

CPI(-4)

-0.470349

IPI(-4)

0.021677

-1.04913

-0.02298

[-0.44833]

[ 0.94346]

IPI(-6)

0.55445

CPI(-6)

-0.005119

-0.97517

-0.02092

[ 0.56857]

[-0.24467]

IPI(-7)

1.617132

CPI(-7)

-0.02104

-0.97014

-0.02565

[ 1.66691]

[-0.82023]

IPI(-8)

-2.410176

CPI(-8)

-0.001475

-0.91328

-0.02443

[-0.06037]

[-2.63903]

D(DR(-1))

D(M2(-1))

0.361934

2.67817

-0.58652

-0.87822

[ 0.61709]

[ 3.04953]

D(DR(-3))

D(M2(-3))

-0.322383

-1.478027

-0.6056

-0.77335

[-0.53234]

[-1.91119]

D(DR(-4))

-0.406662

D(M2(-4))

0.036884

-0.52467

-0.88678

[-0.77508]

[ 0.04159]

D(DR(-6))

-0.824925

D(M2(-6))

0.603367

-0.49347

-0.77698

[-1.67167]

[ 0.77655]

D(DR(-7))

-0.940968

D(M2(-7))

-0.529693

-0.55001

-0.8714

[-1.71081]

[-0.60786]

D(DR(-8))

D(M2(-8))

-0.65498

0.887477

-0.50079

-0.85552

[-1.30789]

[ 1.03736]

1.657266

D(EX(-1))

D(OIL(-1))

-0.305047

-1.27706

-0.14614

[ 1.29772]

[-2.08729]

-0.062279

D(EX(-3))

D(OIL(-3))

-0.057596

-1.46146

-0.15109

[-0.04261]

[-0.38120]

1.100981

D(EX(-4))

D(OIL(-4))

-0.136021

-1.40507

-0.15759

[ 0.78358]

[-0.86316]

-1.185611

D(EX(-6))

D(OIL(-6))

0.025554

-1.3991

-0.1576

[-0.84741]

[ 0.16215]

D(EX(-7))

-0.579909

D(OIL(-7))

-0.003041

-1.55899

-0.16586

[-0.37198]

[-0.01833]

D(EX(-8))

-0.259718

D(OIL(-8))

0.015767

-1.46644

-0.1739

[-0.17711]

[ 0.09066]

-0.00944

-0.023

[-0.41043]

R-squared

Log likelihood

204.6672

0.556724

Adj. R-squared

0.147545

Akaike AIC

-3.08252

Sum sq. resids

0.102738

Schwarz SC

-1.813798

S.E. equation

0.044449

Mean dependent 0.003055

F-statistic

1.360589

S.D. dependent

0.048142

Determinant resid covariance (dof adj.)

1.36E-28

Determinant resid covariance

6.70E-31

Log likelihood

2362.13

Akaike information criterion

-39.01247

Schwarzcriterion

-28.86269

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Trong mô hình nghiên cứu trên, giá trị t-statistic tại các mức ý nghĩa lần lƣợt là:

 t-statistic value: 1% - 2.639; 5% - 1.990 ,10% - 1.664

 |t kiểm định| > |t(α, n-k)| => bác bỏ H0 (H0 : hệ số không có ý nghĩa thống

kê)

Theo kết quả ở bảng 2.8 ta thấy, chỉ có biến DVNI(-1), DVNI(-3), DM2(-1),

DOIL(-1) và CPI(-8) là có thể giải thích đƣợc cho những thay đổi trong chỉ số giá

chứng khoán một cách có ý nghĩa. Phƣơng trình có thể đƣợc viết lại nhƣ sau:

DVNI = 0.394 * DVNI(-1) – 0.386 * DVNI(-3) + 2.678 * DM2(-1) – 0.305 *

DOIL(-1) – 2.41 * CPI(-8)

Theo phƣơng trình trên, trong khoảng thời gian từ 01/2004 đến 02/2013, khi chỉ

số VN-Index tăng 1% thì 1 tháng sau sẽ làm tăng 0.394% trong VN-Index, nhƣng

sẽ làm chỉ số VN-Index giảm 0.386% sau 3 tháng. Nếu cung tiền mở rộng tăng 1% thì

1 tháng sau sẽ làm VN-Index tăng 2.678%. Nếu giá dầu tăng 1% thì 1 tháng sau sẽ

làm VN-Index giảm 0.305%. Và nếu lạm phát tăng lên 1% sẽ dẫn tới 8 tháng sau

VN-Index sẽ giảm 2.41%.

2.4.4.6 Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition)

Phân tích phân rã phƣơng sai nhằm xác định lƣợng thông tin của mỗi biến góp

phần vào việc giải thích sự biến động của chỉ số VN-Index trong mối quan hệ

cân bằng động ngắn hạn.

Bảng 2.9: Kết quả phân tích phân rã phƣơng sai

Period D(VNI) CPI

D(DR) D(EX) GOLD

IPI

D(M2)

D(OIL)

100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

81.83495 2.989743 0.051175 0.556110 0.027122 0.364766 10.25003 3.926099

79.65158 3.659623 0.053304 0.595267 0.135958 1.160389 10.70751 4.036370

76.21963 4.155497 0.635128 0.545428 0.421245 3.201912 10.64622 4.174945

71.38054 4.939686 1.701291 1.630119 0.394383 4.588557 9.967333 5.398091

68.67561 7.208472 1.990840 1.808186 0.379865 4.414171 9.666654 5.856200

64.69032 7.309338 3.045966 2.250301 0.357852 5.301839 11.47849 5.565901

61.98727 8.317915 4.297037 2.660331 0.621973 5.816225 10.97636 5.322889

59.98424 9.914517 5.036419 2.729087 0.759972 5.643557 10.60595 5.326260

58.75020 11.67345 4.781087 3.468791 0.758765 5.323616 10.03459 5.209502

57.31919 12.14904 4.641163 3.518547 0.736195 5.166160 11.38945 5.080255

56.26616 12.47600 4.978833 3.438979 0.909645 5.691059 11.14916 5.090151

Cholesky Ordering: D(VNI) CPI D(DR) D(EX) GOLD IPI D(M2) D(OIL)

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Hình 2.3: Kết quả phân rã phƣơng sai

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Bảng 2.9 và hình 2.3 trình bày phƣơng sai phân rã của VN-Index vì mục đích của

bài nghiên cứu là đo lƣờng mức độ ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến

chỉ số giá chứng khoán.

Theo kết quả trên, trong khoảng thời gian ngắn (1-2 tháng), những thay đổi trong

chỉ số giá chứng khoán bị ảnh hƣởng chủ yếu từ dữ liệu quá khứ của chính nó hơn

là phụ thuộc vào những yếu tố khác. Điều đó cho thấy rằng, chỉ số giá chứng khoán

phản ứng khá chậm trƣớc những thông tin kinh tế vĩ mô.

Xét trong khoảng thời gian 2 tháng, chỉ số VN-Index bị ảnh hƣởng chủ yếu từ

những cú sốc của chính nó (81,8%), tiếp đến là cung tiền mở rộng (10,3%), giá dầu

(3,9%), lạm phát (2,99%), tỷ giá hối đoái (0,56%), chỉ số sản xuất công nghiệp

(0,36%), lãi suất (0,05%) và cuối cùng là giá vàng (0,03%)

Một điều đáng nói là, trong ba yếu tố có tác động đến chỉ số giá chứng khoán thì

trong ngắn hạn lạm phát ít ảnh hƣởng nhất tới những thay đổi của chỉ số giá chứng

khoán (2 tháng là 2,99%) so với 10,3% của cung tiền mở rộng và 3,9% của giá dầu.

Lạm phát có khuynh hƣớng không theo kịp sự thay đổi trong thời gian đầu của năm,

nhƣng đến thời điểm cuối năm lạm phát là biến cũng góp phần đáng kể vào những

thay đổi của chỉ số chứng khoán (trong thời gian 12 tháng thì hệ số giải thích của nó

là 12,48% chỉ đứng sau VN-Index và cao hơn so với cung tiền mở rộng và giá dầu).

Qua các thời kỳ, loại trừ ảnh hƣởng của chính mình thì chỉ số giá chứng khoán bị

tác động chủ yếu bởi: giá dầu và cung tiền mở rộng (thời gian từ 1-12 tháng); lạm

phát (từ 6-12 tháng).

2.4.4.7 Phân tích hàm phản ứng đẩy

Hàm phản ứng đẩy đƣợc sử dụng để xem xét sơ lƣợc thời gian tác động từ cú sốc

của mỗi biến trong mô hình tới chỉ số VN-Index.

Kết quả kiểm tra hàm phản ứng tổng quát của các biến số kinh tế vĩ mô lên chỉ số

VN-Index đƣợc biểu diễn ở biểu đồ trong hình 2.4:

Hình 2.4: Phản ứng của VN-Index đối với cú sốc của các biến số kinh tế

Nguồn: Kết quả do tác giả tính toán từ phần mềm thống kê

Theo biểu đồ trong hình 2.4, chỉ số VN-Index chỉ chịu tác động đối với các yếu

tố kinh tế vĩ mô trong ngắn hạn. Trong dài hạn (từ 36 tháng trở đi), chỉ số VN-

Index hầu nhƣ không chịu tác động từ các yếu tố kinh tế vĩ mô.

Trong ngắn hạn, các biến OIL, M2 và CPI có tác động đến biến VNI nhƣng VNI

phản ứng lại không mạnh.

Chỉ số VN-Index trong ngắn hạn chịu tác động mạnh của giá cổ phiếu giai đoạn

trƣớc đó, và mức độ này giảm dần qua các tháng, kể từ tháng thứ 24 thì chỉ số giá

chứng khoán Việt Nam gần nhƣ độc lập với giai đoạn trƣớc đó.

2.5 Đánh giá ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam

Tác giả đã sử dụng kiểm định đồng liên kết Jonhansen, kiểm định nhân quả Granger

và phân tích phƣơng sai phân rã để phân tích và đo lƣờng ảnh hƣởng của các yếu tố

kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. Kết quả phân tích nhƣ sau:

 Tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá

chứng khoán thị trƣờng. Kết quả này là phù hợp với nhiều nghiên cứu của các

tác giả nhƣ Tunali (2010) trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ, Mohammad và cộng sự

(2009) trên TTCK Malaysia,…

 Trong ngắn hạn, tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam nhƣ sau:

 Giá vàng: không có ảnh hƣởng trực tiếp đến chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam. Tuy nhiên, giá vàng có ảnh hƣởng trực tiếp đến lạm phát nên có thể

nói giá vàng cũng có tác động gián tiếp đến chỉ số giá chứng khoán thông

qua lạm phát. Các nhà đầu tƣ thƣờng đầu tƣ vàng để phòng ngừa rủi ro.

Vàng thƣờng xem là “nơi tránh bão” trong thời kỳ lạm phát, bất ổn xã hội và

chiến tranh. Trong các cuộc khủng hoảng đó, giá vàng tăng mạnh khi chỉ số

giá chứng khoán sụt giảm mạnh. Thực tế ở Việt Nam, nhu cầu đầu tƣ vàng

khá lớn, vàng là một kênh đầu tƣ rất đƣợc ƣa thích. Có thể thấy trong giai

đoạn 2000 – 2006 nền kinh tế phát triển khá bền vững, lạm phát dƣới một

con số nhƣng giá vàng vẫn tăng đều qua các năm. Trong thời kỳ 2008 –

2009, khi nền kinh tế trong nƣớc cũng nhƣ toàn cầu đang hứng chịu cơn bão

tài chính thì giá vàng lại sụt giảm. Ngoài ra, với rủi ro cao nhƣng tỷ suất sinh

lợi khó đột biến khiến cho việc đầu tƣ vào vàng ở Việt Nam cũng không khả

thi hơn đầu tƣ vào TTCK.

 Giá dầu: có tác động nhân quả một chiều đến chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam. Giá dầu ảnh hƣởng đến chỉ số giá chứng khoán thông qua ba kênh sau:

thứ nhất, giá dầu là một yếu tố đầu vào quan trọng trong tiến trình sản xuất,

một sự tăng lên trong giá dầu sẽ làm tăng chi phí sản xuất, tạo áp lực lên chỉ

số giá chứng khoán; thứ hai, giá dầu tăng sẽ tạo áp lực tăng lạm phát kỳ

vọng, từ đó làm tăng lãi suất chiết khấu, dẫn đến làm giảm chỉ số giá chứng

khoán; thứ ba, khi giá dầu thay đổi liên tục, các nhà đầu tƣ sẽ xem xét các

khoản đầu tƣ vào dầu nhƣ là một cách phòng ngừa rủi ro nghịch đảo với

chuyển biến của TTCK. Nói tóm lại, khi giá dầu tăng, các nhà đầu tƣ quan

sát thấy rằng những lo lắng về kinh tế sẽ làm giá cổ phiếu rớt xuống. Mặt

khác, các nhà đầu tƣ xem việc giảm giá dầu là dấu hiệu có lợi cho nền kinh

tế.

 Lãi suất: không có tác động trực tiếp đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam

nhƣng có tác động gián tiếp thông qua lạm phát. Điều này phù hợp với thực

tế của TTCK Việt Nam. Bởi vì sự thay đổi của lãi suất không phải lúc nào

cũng dẫn đến phản ứng ngƣợc của chỉ số giá chứng khoán. Chỉ khi nào lãi

suất phản ánh xu hƣớng chủ đạo trong lạm phát, nó mới trở thành thƣớc đo

hiệu quả sự dao động của TTCK. Đối với một quốc gia chủ yếu nhập khẩu

nguyên vật liệu, lãi suất tăng với mức hợp lý đôi khi cũng là một yếu tố hỗ

trợ cho TTCK. Nhìn chung, mặc dù thông thƣờng có mối quan hệ nghịch

biến rõ rệt giữa lãi suất và giá cổ phiếu nhƣng điều này không hẳn luôn luôn

đúng.

 Lạm phát: có tác động nhân quả một chiều đến chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam bởi vì đây là yếu tố ảnh hƣởng mạnh mẽ đến tâm lý và hành vi của nhà

đầu tƣ. Lạm phát và chỉ số giá chứng khoán có mối liên hệ nghịch chiều, bởi

lẽ xu hƣớng của lạm phát xác định tính chất tăng trƣởng. Lạm phát tăng cao

luôn là dấu hiệu cho thấy nền kinh tế đang nóng, báo hiệu sự tăng trƣởng

kém bền vững, trong khi TTCK nhƣ chiếc nhiệt kế đo sức khỏe của nền kinh

tế. Khi lạm phát tăng cao thì sẽ tác động đến chỉ số giá chứng khoán theo các

cách sau: thứ nhất, lạm phát tăng sẽ làm tăng chi phí, gây khó khăn cho

doanh nghiệp trong việc đảm bảo lợi nhuận kinh doanh và cổ tức, các báo

cáo tài chính kém sáng sủa làm cho chứng khoán kém hấp dẫn hơn, đồng

nghĩa với việc giảm sự sôi động trên TTCK; thứ hai, lạm phát tăng cao sẽ

khiến NHNN thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt, dẫn đến các doanh nghiệp

khó tiếp cận nguồn vốn tín dụng, làm giảm dòng tiền vào TTCK; thứ ba, lạm

phát tăng sẽ kéo theo lãi suất ngân hàng tăng, khiến lãi suất tiền gửi trở nên

hấp dẫn hơn, điều này cũng làm thu hẹp dòng tiền vào TTCK; thứ tƣ, lạm

phát tăng sẽ làm xuất hiện xu hƣớng bán tháo trên TTCK.

 Tỷ giá hối đoái: không có tác động trực tiếp đến chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam nhƣng có thể tác động gián tiếp đến chỉ số giá chứng khoán thông qua

cung tiền mở rộng. Các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới cũng

chỉ ra rằng mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán hầu

nhƣ không có xu hƣớng chung cho tất cả các thị trƣờng.

 Cung tiền mở rộng: có tác động nhân quả một chiều đến chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam bởi vì yếu tố này có ảnh hƣởng trực tiếp và nhanh chóng

đến hành vi của nhà đầu tƣ. Nếu cung tiền tăng, có nghĩa là nhu cầu về tiền

tệ tăng, đây là tín hiệu cho thấy hoạt động kinh tế sẽ tăng cao. Hoạt động

kinh tế càng cao có nghĩa là dòng tiền càng cao, dẫn đến giá chứng khoán

cũng tăng. Nghĩa là cung tiền tăng lên sẽ dẫn đến sự tăng trƣởng và phát

triển ổn định hơn cho TTCK. Thực tế ở TTCK Việt Nam cho thấy, khi có

thông tin về lƣợng cung tiền của NHNN thì gần nhƣ ngay lập tức thông tin

này đƣợc phản ánh vào chỉ số giá chứng khoán. Trong khoảng thời gian 2000

– 2006, khi cung tiền tăng đều và nhanh thì TTCK tăng ấn tƣợng từ 200

điểm lên hơn 1000 điểm. Đến năm 2008, khi NHNN thực hiện chính sách

thắt chặt tiền tệ, giảm lƣợng cung tiền đã làm TTCK giảm còn 300 – 350

điểm. Năm 2009, NHNN thực hiện nới lỏng chính sách tiền tệ đã tạo điều

kiện cho TTCK tăng lên trở lại.

 Chỉ số sản xuất công nghiệp: là một chỉ số luôn đi theo chu kỳ kinh tế, nghĩa

là nó tăng trong giai đoạn phục hồi, bùng nổ kinh tế và giảm trong giai đoạn

suy thoái. Nó thƣờng đƣợc sử dụng nhƣ một thƣớc đo về mức độ hoạt động

của nền kinh tế, một sự gia tăng của chỉ số sản xuất công nghiệp là một tín

hiệu cho thấy kinh tế phát triển. Tuy nhiên tại Việt Nam, chỉ số này không có

tác động trực tiếp đến chỉ số giá chứng khoán nhƣng có tác động gián tiếp

thông qua lạm phát. Điều này có thể là do giá trị sản lƣợng công nghiệp của

Việt Nam không phản ánh đƣợc tiềm năng phát triển của đất nƣớc, đóng góp

50% trong tổng giá trị là các ngành công nghiệp xuất khẩu tài nguyên thiên

nhiên nhƣ than đá, dầu thô, khí hoá lỏng trong khi các ngành công nghiệp

mang lại nhiều giá trị thặng dƣ hay mang yếu tố công nghệ hầu nhƣ vắng

bóng hoặc chiếm tỷ trọng quá nhỏ.

 Kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy, chỉ số giá chứng khoán không có

bất kỳ ảnh hƣởng nào tới các yếu tố kinh tế vĩ mô. Nghĩa là, chỉ số giá chứng

khoán không phải là chỉ báo tốt cho nền kinh tế. Điều này là hoàn toàn phù hợp

tại Việt Nam vì TTCK Việt Nam còn non trẻ, quy mô thị trƣờng còn nhỏ, việc

công bố thông tin trên thị trƣờng còn nhiều vấn đề nên những thông tin trên

TTCK chƣa thể là yếu tố dự báo tốt cho các yếu tố vĩ mô và nền kinh tế.

 Kết quả mô hình hồi quy VAR cho thấy:

 Giá dầu và chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ nghịch biến với nhau. Giá

mặt hàng xăng dầu trong nƣớc phụ thuộc vào biến động của giá dầu thế giới.

Việc tăng giá xăng sẽ tiếp tục tạo áp lực lên lạm phát và do đó làm giảm kỳ

vọng về việc giảm lãi suất trong thời gian tới. Do đó, tác động của thực tế

này trƣớc mắt tới TTCK rõ ràng là không mấy tích cực.

 Lạm phát và chỉ số giá chứng khoán cũng có mối quan hệ nghịch biến với

nhau. Khi lạm phát thay đổi thì sẽ tác động trực tiếp đến tâm lý nhà đầu tƣ và

giá trị của các khoản đầu tƣ 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 và nhƣ vậy sẽ ảnh hƣởng

luồng tiền chảy vào TTCK.

 Yếu tố cung tiền mở rộng lại có mối tƣơng quan đồng biến với chỉ số giá

chứng khoán. Kết quả này là phù hợp với lý thuyết và nhiều kết quả nghiên

cứu trƣớc đây.

 Ngoài ra, các yếu tố khác không có ý nghĩa thống kê với chỉ số giá chứng

khoán – phù hợp với kết quả từ kiểm định nhân quả Granger.

 Cuối cùng, theo kết quả phân tích phƣơng sai phân rã thì trong ngắn hạn (2

tháng) chỉ số VN-Index bị ảnh hƣởng chủ yếu từ những cú sốc của chính nó, tiếp

đến là cung tiền mở rộng, giá dầu, lạm phát, tỷ giá hối đoái, chỉ số sản xuất công

nghiệp, lãi suất và cuối cùng là giá vàng. Trong dài hạn (12 tháng), mức độ ảnh

hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán theo thứ tự nhƣ

sau: những cú sốc từ chính bản thân nó, lạm phát, cung tiền mở rộng, chỉ số sản

xuất công nghiệp, giá dầu, lãi suất, tỷ giá hối đoái, giá vàng. Điều đáng lƣu ý, tỷ

lệ lạm phát trong ngắn hạn ít có ảnh hƣởng tới chỉ số giá chứng khoán, tuy nhiên

mức độ này tăng cao trong dài hạn.

 Nhƣ vậy, bằng những phân tích định lƣợng bài nghiên cứu cho thấy chỉ số giá

chứng khoán hầu nhƣ không chịu ảnh hƣởng bởi các biến số vĩ mô (trừ cung tiền

mở rộng, giá dầu và lạm phát) về mặt thống kê – những thông tin cơ bản của nền

kinh tế. Điều này đến từ nhiều phía mà chủ yếu là do những nguyên nhân sau:

 Dữ liệu nghiên cứu của tác giả chƣa đủ lớn (thời gian nghiên cứu khá ngắn)

nên chƣa phản ánh đầy đủ thực trạng của thị trƣờng. Do đó, hƣớng nghiên

cứu xa hơn là tác giả sẽ nghiên cứu trong khoảng thời gian dài hơn và đi sâu

vào tìm hiểu những kết quả chƣa hợp lý của bài nghiên cứu này.

 Thị trƣờng Việt Nam là không hiệu quả dẫn đến việc hấp thụ thông tin không

tốt cũng nhƣ những hạn chế về mặt bản chất trong các chính sách của Việt

Nam.

KẾT LUẬN CHƢƠNG 2

Trong chƣơng này, tác giả trình bày tình hình kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam từ năm 2000 đến 2012. Nền kinh tế Việt Nam đạt mức tăng trƣởng

cao so với khu vực, nhƣng đang có khuynh hƣớng chậm lại; đồng thời, tăng trƣởng

vẫn lệ thuộc nhiều vào mở rộng đầu tƣ. Nền kinh tế ngày càng trở nên bất ổn khi

hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới (lạm phát dao động mạnh hơn).

Tăng trƣởng kinh tế có tác động đến chỉ số giá chứng khoán. Tuy nhiên một số nhà

nghiên cứu vẫn cho rằng sự tăng trƣởng của TTCK Việt Nam nhƣ một làn sóng lớn,

đƣợc mong đợi để phát triển ổn định nhƣng cần sự điều chỉnh kịp thời để tránh sụp

đổ. Hầu hết những nhà đầu tƣ nƣớc ngoài đều khẳng định rằng đặc điểm chính của

TTCK Việt Nam là “nóng nhanh, lạnh nhanh” làm cho nhà đầu tƣ thận trọng khi

đầu tƣ vào thị trƣờng đầy tiềm năng này, thậm chí Việt Nam đã cho phép thành lập

những công ty nƣớc ngoài với 49% vốn của nƣớc ngoài.

Bên cạnh đó, mô hình nghiên cứu chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn

giữa chỉ số VN-Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô. Kiểm định nhân quả Granger và

mô hình tự hồi quy vector cho thấy yếu tố cung tiền mở rộng, giá dầu và lạm phát

có ảnh hƣởng đến chỉ số VN-Index. Theo đó, cung tiền mở rộng có ảnh hƣởng tích

cực với chỉ số VN-Index, còn giá dầu và lạm phát lại có ảnh hƣởng tiêu cực. Ngoài

ra, kiểm định nhân quả cũng cho thấy chỉ số VN-Index không phải là chỉ báo hàng

đầu cho các yếu tố kinh tế vĩ mô và nền kinh tế vì chỉ số VN-Index không tác động

nhân quả tới bất kỳ yếu tố kinh tế vĩ mô nào.

CHƢƠNG 3: MỘT SỐ GIẢI PHÁP ĐỐI VỚI CHÍNH SÁCH KINH TẾ VĨ

MÔ NHẰM TẠO ĐIỀU KIỆN ĐỂ PHÁT TRIỂN THỊ TRƢỜNG CHỨNG

KHOÁN VIỆT NAM

3.1 Định hƣớng phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam đến năm

2020

Tại Quyết định số 252/QĐ-TTg, ngày 1/3/2012, Thủ tƣớng Chính phủ Nguyễn Tấn

Dũng chính thức phê duyệt Chiến lƣợc phát triển TTCK Việt Nam giai đoạn 2011 –

2020 với mục tiêu đến năm 2020, phấn đấu đƣa tổng giá trị vốn hóa thị trƣờng cổ

phiếu đạt khoảng 70% GDP. Theo đó, chiến lƣợc đề ra năm mục tiêu cụ thể nhƣ

Thứ nhất, tăng quy mô, độ sâu và tính thanh khoản của TTCK, trong đó phấn đấu

đƣa tổng giá trị vốn hóa thị trƣờng cổ phiếu vào năm 2020 đạt khoảng 70% GDP;

đƣa thị trƣờng trái phiếu trở thành một kênh huy động và phân bổ vốn quan trọng

cho phát triển kinh tế; đa dạng hóa cơ sở nhà đầu tƣ, phát triển hệ thống nhà đầu tƣ

tổ chức, khuyến khích đầu tƣ nƣớc ngoài dài hạn, đào tạo nhà đầu tƣ cá nhân.

Thứ hai, tăng tính hiệu quả của TTCK bằng các hình thức:

 Tái cấu trúc mô hình tổ chức TTCK theo hƣớng cả nƣớc chỉ có một Sở giao dịch

chứng khoán và từng bƣớc cổ phần hóa Sở Giao dịch chứng khoán để bảo đảm

sự thống nhất trong hoạt động, thuận tiện trong việc nâng cao năng lực quản trị

và thu hút vốn từ các thành viên thị trƣờng.

 Hiện đại hóa cơ sở hạ tầng, đa dạng hóa phƣơng thức giao dịch và sản phẩm

nghiệp vụ của Sở Giao dịch chứng khoán, Trung tâm lƣu ký chứng khoán; từng

bƣớc kết nối với các Sở Giao dịch chứng khoán, Trung tâm lƣu ký chứng khoán

trong khu vực ASEAN.

Thứ ba, nâng cao sức cạnh tranh của các định chế trung gian thị trƣờng và các tổ

chức phụ trợ trên cơ sở sắp xếp lại các công ty chứng khoán, từng bƣớc tăng quy

mô, tiềm lực tài chính của công ty chứng khoán, đa dạng hóa các hoạt động nghiệp

vụ theo thông lệ và chuẩn mực quốc tế; mở cửa thị trƣờng cho các trung gian tài

chính nƣớc ngoài phù hợp với lộ trình cam kết và mức độ cạnh tranh đối với các tổ

chức trong nƣớc.

Thứ tƣ, tăng cƣờng năng lực quản lý, giám sát, thanh tra và cƣỡng chế thực thi của

cơ quan quản lý nhà nƣớc trên cơ sở cho phép UBCK Nhà nƣớc có đủ quyền lực để

thực thi tốt các chức năng quản lý, giám sát, thanh tra và cƣỡng chế thực thi.

Thứ năm, tham gia chƣơng trình liên kết thị trƣờng khu vực ASEAN và thế giới

theo lộ trình phát triển và đáp ứng yêu cầu về an ninh tài chính, nâng cao khả năng

cạnh tranh, khả năng hạn chế rủi ro, từng bƣớc thu hẹp về khoảng cách phát triển

giữa TTCK Việt Nam so với các thị trƣờng khác trong khu vực và trên thế giới.

Tham gia hợp tác quốc tế đa phƣơng giữa UBCK các nƣớc trong khuôn khổ Biên

bản ghi nhớ đa phƣơng của Tổ chức Quốc tế các UBCK (IOSCO).

3.2 Một số giải pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều kiện

để phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam

Từ cơ sở kết quả phân tích ở trên và bài học kinh nghiệm rút ra từ lý thuyết và các

kết quả nghiên cứu thực nghiệm, tác giả nhận thấy ở thị trƣờng Việt Nam, nhân tố

cung tiền, lạm phát và giá dầu có tác động trực tiếp đến chỉ số giá chứng khoán. Vì

vậy, tác giả kiến nghị một số ý kiến, giải pháp sau cho việc xây dựng và hoàn thiện

các chính sách điều hành và quản lý kinh tế vĩ mô để ổn định chỉ số giá chứng

khoán, phát triển TTCK Việt Nam: 3.2.1 Ổn định lƣợng cung tiền, kiểm soát lạm phát

 Thực hiện chính sách tiền tệ linh hoạt, đồng bộ, đảm bảo kiểm soát lƣợng cung

tiền theo tín hiệu thị trƣờng, một mặt vẫn theo hƣớng chặt chẽ, thận trọng nhƣng

cũng vẫn đảm bảo duy trì hoạt động sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp.

Điều hành tỷ giá ổn định, bảo đảm giá trị đồng tiền Việt Nam, quản lý chặt chẽ

thị trƣờng ngoại hối, thị trƣờng vàng.

 Chính sách tiền tệ phải lựa chọn mục tiêu phù hợp với từng giai đoạn phát triển.

Đồng thời cần có lộ trình cụ thể, tránh gây ra những cú sốc tâm lý cho nhà đầu

tƣ, gây ảnh hƣởng tiêu cực cho sự phát triển của TTCK, từ đó lại ảnh hƣởng

ngƣợc đến dòng vốn vào nền kinh tế, góp phần gây khó khăn cho việc phát huy

tác dụng của các chính sách. Bên cạnh đó, TTCK Việt Nam còn non trẻ nên

chƣa bền vững, dễ bị sụt giảm do tác động của chính sách thắt chặt tiền tệ. Vì

vậy, NHNN cần tránh những động thái bất ngờ trong điều hành chính sách.

Chính sách cho vay theo lãi suất thỏa thuận cho những khoản vay trung dài hạn

cũng là một giải pháp giúp bình ổn thị trƣờng lãi suất. Tuy nhiên, để thực hiện

chính sách này, cần có sự đồng thuận của các ngân hàng trong toàn hệ thống và

sự kiểm soát chặt chẽ của NHNN. Việc có một số ngân hàng nhỏ không đủ tiềm

lực tài chính nhƣng vẫn huy động vốn bất chấp tính hiệu quả của vốn huy động

và vốn cho vay đã làm lũng đoạn thị trƣờng lãi suất. NHNN nên là ngƣời tổ

chức, giám sát để duy trì một thị trƣờng lãi suất bình ổn bằng các quy định cụ

thể và chế tài nghiêm ngặt để phòng ngừa rủi ro hệ thống.

 Tỷ giá là một trong những biến số phức tạp và nhạy cảm nhất trong điều hành

kinh tế vĩ mô hiện nay. Khi tăng tỷ giá để khuyến khích xuất khẩu thì có thể ảnh

hƣởng xấu đến doanh nghiệp trong nƣớc có nguyên liệu đầu vào là hàng nhập

khẩu, tăng rủi ro cho các doanh nghiệp có nợ vay bằng ngoại tệ, gánh nặng nợ

nần của Chính phủ, thu hút vốn đầu tƣ….Vì vậy bất cứ sự thay đổi nào trong giá

trị tiền đồng đều phải đặt trong mối quan hệ với các biến số vĩ mô khác của nền

kinh tế để đảm bảo rằng sự điều chỉnh tỷ giá là phù hợp, đáp ứng đƣợc sự cân

bằng tổng thể của nền kinh tế chứ không riêng mục tiêu hỗ trợ xuất khẩu. Việc

can thiệp, điều hành, kiểm soát chặt chẽ tỷ giá giữa USD và VND của NHNN

xuất phát từ thói quen sử dụng đồng USD trong giao thƣơng của ngƣời Việt

Nam. Trong suốt một thời gian dài, tỷ giá USD/VND dao động với biên độ rất

thấp nên tâm lý nhà đầu tƣ rất nhạy cảm trƣớc những thông tin bất ngờ về nới

rộng hay thu hẹp biên độ. Trong điều kiện kinh tế hiện nay, tỷ giá vẫn nên đƣợc

kiểm soát bởi Chính phủ theo hƣớng ổn định để tạo một môi trƣờng bình ổn cho

các doanh nghiệp. Ngoài ra, NHNN cũng nên cho thực hiện thanh toán quốc tế

bằng các ngoại tệ khác, thay thế đồng USD để giảm áp lực cung tiền lên ngoại tệ

này. Đồng thời, cho các doanh nghiệp thực hiện các nhóm công cụ phái sinh nhƣ

hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn để vấn đề cung cầu ngoại tệ không gây trở ngại

cho hoạt động sản xuất kinh doanh và theo đó, chứng khoán các công ty này

tăng trƣởng ổn định hơn.

 TTCK phản ứng rất mạnh trƣớc các thông tin kinh tế vĩ mô. Các nhà đầu tƣ tiếp

nhận thông tin từ các chiến lƣợc do các các nhà hoạch định chính sách đƣa ra để

phân tích và đánh giá đƣa vào dự báo giá chứng khoán và xây dựng chiến lƣợc

đầu tƣ. Độ chính xác, minh bạch và kịp thời của thông tin sẽ có những tác động

lên thị trƣờng và hành vi của các nhà đầu tƣ. Do đó, việc công bố thông tin cần

đƣợc thực hiện chuyên nghiệp để tránh tình trạng làm bóp méo và rối loạn thị

trƣờng.

 Việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ không chỉ

hƣớng đến việc điều hành nền kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến sự phát

triển bền vững cho TTCK. Giá cổ phiếu sẽ bị định giá sai nếu thị trƣờng tồn tại

các yếu tố: hiệu ứng bất hợp lý mang tính hệ thống, giới hạn kinh doanh chênh

lệch giá và hành vi bất hợp lý của nhà đầu tƣ. Vì vậy cần nghiên cứu hành vi của

các chủ thể kinh tế có thể ảnh hƣởng đến việc ra các quyết định kinh tế cũng nhƣ

giá cả thị trƣờng ra sao. Do đó, các nhà hoạch định chính sách không nên xem

nhẹ tác động mang tính hiệu ứng đám đông khi ban hành các chính sách quản lý

TTCK.

 Thực hiện chính sách tài khoá chặt chẽ, tăng cƣờng quản lý ngân sách Nhà

Nƣớc, tập trung chống thất thu, cắt giảm đầu tƣ công một cách có cân nhắc.

 Ngoài ra còn phải tăng cƣờng quản lý thị trƣờng, giá cả, cải thiện môi trƣờng

đầu tƣ, tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp. Doanh nghiệp hoạt động tốt sẽ gia

tăng nội lực cho nền kinh tế, tạo cơ sở để gia tăng dự trữ quốc gia, có nhƣ vậy

thì Việt Nam mới có thể thực hiện các chính sách tiền tệ cũng nhƣ chính sách

quản lý điều hành đất nƣớc khác một cách có hiệu quả.

3.2.2 Minh bạch hoá thông tin, ổn định thị trƣờng xăng dầu

 Trƣớc hết, cần tạo lập một môi trƣờng cạnh tranh bình đẳng giữa các doanh

nghiệp tham gia thị trƣờng:

 Điều hành hệ thống phân phối là vấn đề cần đƣợc đặc biệt chú trọng. Cần tập

trung nguồn lực cho phát triển hệ thống phân phối xăng dầu quốc gia nhƣ các

cảng, kho và hoạt động vận chuyển phải đƣợc coi nhƣ là nhiệm vụ trọng tâm

của nhà nƣớc. Các doanh nghiệp đƣợc tự do cạnh tranh, tự do tham gia thị

trƣờng trong khuôn khổ pháp luật nhƣng không có nghĩa Nhà Nƣớc sẽ buông

lỏng hoàn toàn công tác giám sát. Việc điều hành hệ thống phân phối cũng

phải có tầm nhìn bao quát từ các tập đoàn đầu mối đến tận các cửa hàng xăng

dầu. Kiểm soát tốt hệ thống phân phối sẽ là công cụ điều tiết giá cả hiệu quả

của Chính phủ. Về số lƣợng doanh nghiệp đầu mối, cần xem xét, đánh giá lại

để xác định số doanh nghiệp đầu mối hợp phù hợp, có đủ tiềm lực, làm nòng

cốt và là lực lƣợng để Nhà Nƣớc bình ổn định thị trƣờng trong mọi tình

huống. Khâu phân phối bán lẻ, cần khuyến khích thƣơng nhân tham gia phát

triển hệ thống cửa hàng theo đúng quy hoạch, phát triển đồng đều trên các

vùng miền nhất là vùng sâu xa để đem lại cho ngƣời tiêu dùng có nhiều lựa

chọn dịch vụ có chất lƣợng tốt nhất, giá cả cạnh tranh.

 Hai là, cơ chế điều hành nguồn cung cấp:

 Việt Nam đã có nguồn xăng dầu sản xuất trong nƣớc và đáp ứng trên 30%

nhu cầu xã hội; nguồn xăng dầu này trƣớc hết phải đƣợc tiêu dùng tại thị

trƣờng trong nƣớc thông qua cơ chế đấu giá cạnh tranh để các doanh nghiệp

đầu mối tiêu thụ nhƣ xăng dầu nhập khẩu. Với cơ chế này vừa tạo đƣợc

nguồn thu tối đa cho ngân sách Nhà Nƣớc vừa bám sát giá thị trƣờng thế

giới, không qua nhiều tầng nấc trung gian đẩy giá bán lên cao.

 Trong một vài năm tới, nƣớc ta vẫn phải nhập khẩu trên 60% nhu cầu xăng

dầu cả nƣớc, việc phân giao hạn ngạch nhập khẩu cho các đầu mối sau khi

đƣợc sắp xếp lại không nên chia đều bình quân các sản phẩm sẽ là lãng phí

xã hội nếu nhƣ doanh nghiệp nhập khẩu với một khối lƣợng quá nhỏ đƣợc

chia đều cho cả năm kế hoạch.

 Ba là, cơ chế điều hành giá bán xăng dầu: từ những bài học kinh nghiện rút ra,

xuất phát từ yêu cầu của hội nhập kinh tế quốc tế và xuất phát từ tính chất nhạy

cảm của mặt hàng, việc định giá bán tại thị trƣờng trong nƣớc cần có sự thay đổi

căn bản. Cơ chế quản lý giá bán xăng dầu cần hƣớng tới các mục tiêu sau:

 Sự bình ổn giá, ngăn ngừa tác động tự phát của giá xăng dầu trên thị trƣờng

thế giới vào hệ thống giá xăng dầu trong nƣớc, đẩy giá bán trong nƣớc lên

quá cao hoặc giảm quá thấp không hợp lý; khuyến khích cạnh tranh về giá.

 Nguyên tắc điều hành giá theo cơ chế thị trƣờng, có sự quản lý của Nhà

Nƣớc, có lên, có xuống theo tín hiệu của thị trƣờng thế giới; mức giá bán lẻ

xăng của Việt Nam tƣơng đƣơng với mặt bằng giá của các nƣớc có chung

đƣờng biên giới để ngăn ngừa và hạn chế tình trạng buôn lậu xăng dầu qua

biên giới. Nhà nƣớc chỉ can thiệp bằng các biện pháp hành chính trong

trƣờng hợp “khẩn cấp/đặc biệt” và đƣợc công bố công khai để ngƣời tiêu

dùng cùng chia sẻ và ủng hộ.

 Thực hiện nguyên tắc chia sẻ lợi ích và trách nhiệm giữa Nhà Nƣớc, doanh

nghiệp và ngƣời tiêu dùng; doanh nghiệp kinh doanh xăng, dầu phải có trách

nhiệm nộp đủ các khoản thu của ngân sách Nhà Nƣớc theo luật định (theo

mức thuế mà Nhà Nƣớc công bố).

 Bốn là, cơ chế điều hành thuế khẩu nhập khẩu: trong thời gian qua, nguồn cung

cấp xăng dầu cho tiêu thụ trong nƣớc đƣợc đáp ứng từ nguồn nhập khẩu, vì vậy

để thu tập trung và để tránh gian lận thƣơng mại, nên các khoản thu của ngân

sách hiện nay chủ yếu thu ở khâu nhập khẩu qua thuế nhập khẩu, thuế tiêu thụ

đặc biệt (mặt hàng xăng); các khoản thu còn lại gồm thuế VAT, phí xăng, dầu,

thuế thu nhập doanh nghiệp đƣợc thu ở khâu bán ra. Với cách điều hành thuế

nhập khẩu hiện nay đáp ứng đƣợc yêu cầu nguồn thu ngân sách đƣợc tập trung,

tận thu khi giá xăng dầu trên thị trƣờng thế giới xuống thấp. Tuy nhiên, khi xăng

dầu tiêu thụ trong nƣớc đƣợc đáp ứng từ hai nguồn nhập khẩu và sản xuất trong

nƣớc, nếu để thuế nhập khẩu cao (tối đa 40%) sẽ không khuyến khích nhà máy

lọc dầu hạ thấp chi phí vì đƣợc bảo hộ thông qua thuế nhập khẩu cao, dễ dẫn đến

nguy cơ thiếu nguồn cung do nhập khẩu không cạnh tranh đƣợc. Cần thiết phải

cải cách thuế nhập khẩu một cách căn bản, theo cam kết giảm thuế, thay thế

bằng khoản thu mới, bù đắp phần hụt thu do giảm thu thuế nhập khẩu; lƣợng

xăng dầu đƣợc sản xuất trong nƣớc cần đƣợc thu tƣơng đƣơng với nguồn nhập

khẩu để bình đẳng giữa kinh doanh xăng dầu nhập khẩu với kinh doanh xăng

dầu sản xuất trong nƣớc. Giải pháp thực hiện là chuyển phần lớn thuế nhập khẩu

và toàn bộ thuế tiêu thụ đặc biệt sang thu ở khâu bán ra, cụ thể:

 Thuế nhập khẩu: nên giữ ở tỷ lệ đủ để khuyến khích sản xuất đề nghị khung

thuế nhập khẩu mới là 0% - 5% thay cho khung hiện nay 0% - 40%, phần

còn lại (sau khi trừ 5%) thu ở khâu nhập khẩu, sẽ chuyển sang thu theo số

tuyệt đối ở khâu bán ra và có thể gọi là “thuế sử dụng xăng dầu”.

 Thuế tiêu thụ đặc biệt: đang áp dụng đối với mặt hàng xăng là 10% tính trên

giá CIF có thuế nhập khẩu và cũng đƣợc thu ở khâu nhập khẩu. Thời gian tới

nên chuyển sang thu khâu bán ra, cũng thu theo số tuyệt đối.

 Phí xăng dầu không phân biệt từ nguồn sản xuất trong nƣớc hay từ nguồn

nhập khẩu, thu 100% ở khâu bán ra nhƣ hiện nay; đối tƣợng kê khai và nộp

phí xăng dầu là các doanh nghiệp đầu mối vừa bảo đảm tập trung, dễ kiểm

soát, tránh gian lận.

 Năm là, cơ chế phòng ngừa rủi ro giá dầu:

 Đảm bảo nguồn xăng dầu dự trữ quốc gia: cùng với quá trình phát triển nền

kinh tế quốc dân, hoạt động dự trữ quốc gia cũng sẽ đƣợc tăng cƣờng và phát

triển; quy hoạch tổng thể cả về lực lƣợng dự trữ cùng các điều kiện vật chất

kèm theo, đảm bảo cho quá trình này thực sự tƣơng xứng với ý nghĩa chiến

lƣợc của nó. Nhà Nƣớc có thể lập kho dự trữ xăng dầu quốc gia để điều tiết

thị trƣờng bên cạnh việc sử dụng quỹ bình ổn giá xăng dầu. Kho dự trữ đủ

lớn thì khi giá xăng dầu thế giới biến động mạnh, Nhà nƣớc có thể bán dầu

từ kho dự trữ. Đây là cách giúp giảm giá hiệu quả hơn là trực tiếp bù lỗ cho

các doanh nghiệp kinh doanh xăng dầu. Trong điều kiện ngân sách Nhà

Nƣớc còn khó khăn, cần phải xây dựng lộ trình thời gian cho phù hợp với

khả năng đáp ứng của ngân sách nhà nƣớc trong việc đầu tƣ kết cấu hạ tầng

và vốn ngoại tệ đảm bảo dự trữ quốc gia. Các cơ quan quản lý nhà nƣớc xây

dựng và giao định mức hợp lý để quản lý nguồn xăng dầu dự trữ quốc gia

(định mức hao hụt, chi phí bảo quản xăng dầu…). Ngoài việc dự trữ quốc gia

bằng hàng hoá cần phải dự trữ bằng ngoại tệ để giảm bớt sức ép về đầu tƣ

kho chứa, chi phí bảo quản: có nhƣ vậy mới chủ động đối phó đƣợc khi có

diễn biến phức tạp. Nghiên cứu cơ chế chính sách về dự trữ quốc gia cũng

 Sáu là ứng dụng các công cụ phái sinh trong phòng vệ rủi ro biến động giá

phải phù hợp với tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế.

xăng dầu:

 Ở nhiều nƣớc phát triển trên thế giới, cùng với sự phát triển của thị

trƣờng hàng hóa, thì việc sử dụng những công cụ tài chính để phòng ngừa rủi

ro cũng rất phát triển. Có thể kể ra đó là những nghiệp vụ phòng vệ sử dụng

công cụ phái sinh ngày càng phổ biến. Các công cụ phái sinh rất đa dạng

nhƣng nhìn chung có 4 loại cơ bản, đó là hợp đồng tƣơng lai (futures), hợp

đồng kỳ hạn (forwards), hợp đồng quyền chọn (options) và hợp đồng hoán

đổi (swaps). Các công cụ tài chính phái sinh này là công cụ quan trọng cho

việc phát triển và sử dụng các quỹ bình ổn giá xăng dầu cho các doanh

nghiệp ở Việt Nam.

 Công cụ phái sinh đƣợc định nghĩa là một công cụ tài chính có giá trị phụ

thuộc vào hay bắt nguồn từ giá trị một tài sản cơ sở khác. Tài sản cơ sở có

thể là nông sản, nhiên liệu, các loại chứng khoán, ngoại tệ, lãi suất, tỉ giá hay

các chỉ số chứng khoán. Các sản phẩm phái sinh đƣợc giao dịch trên cả thị

trƣờng tập trung và thị trƣờng phi tập trung (thị trƣờng OTC). Trên thị

trƣờng tập trung, các hợp đồng phái sinh đã đƣợc chuẩn hóa và mua bán trên

sở giao dịch có tổ chức. Các nhà đầu tƣ thƣờng không quan tâm đối tác giao

dịch của mình là ai vì việc giao dịch tại Sở giao dịch đƣợc tiến hành qua

trung tâm thanh toán bù trừ làm trung gian. Trên thị trƣờng phi tập trung các

hợp đồng mua bán phái sinh là sự thỏa thuận trực tiếp giữa hai bên mà không

cần thông qua trung gian.

KẾT LUẬN CHƢƠNG 3

Trong chƣơng này tác giả trình bày định hƣớng phát trển TTCK Việt Nam đến năm

2020 và đề xuất một số giải pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều

kiện để phát triển TTCK Việt Nam trên cơ sở kết quả nghiên cứu thực nghiệm và

bài học kinh nghiệm rút ra từ lý thuyết ở chƣơng 1 và chƣơng 2. Tác giả nhận thấy

ở thị trƣờng Việt Nam, nhân tố cung tiền, lạm phát và giá dầu có tác động trực tiếp

đến chỉ số giá chứng khoán. Vì vậy, tác giả kiến nghị một số giải pháp để ổn định

lƣợng cung tiền, kiểm soát lạm phát, minh bạch hoá thông tin, ổn định thị trƣờng

xăng dầu và nâng cao tính hiệu quả của thông tin kinh tế vĩ mô.

KẾT LUẬN

Những thay đổi trong chính sách kinh tế vĩ mô đã tác động rất lớn đến TTCK làm

cho thị trƣờng trải qua nhiều giai đoạn biến động mạnh. Điều này ảnh hƣởng tới sự

phát triển của nền kinh tế và làm thay đổi các quyết định đầu tƣ. Vì vậy, đánh giá

tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới chỉ số giá chứng khoán có một vai trò quan

trọng đối với cả nhà đầu tƣ cá nhân, tổ chức và các nhà hoạch định chính sách. Có

rất nhiều những nghiên cứu trên các TTCK đã phát triển, mới nổi và chƣa phát triển

để xác định xem yếu tố kinh tế vĩ mô nào thực sự tác động đến chỉ số giá chứng

khoán cũng nhƣ là mức độ tác động của chúng. Các nghiên cứu thực nghiệm trên

thế giới cũng nhƣ tại Việt Nam đều chỉ ra có sự ảnh hƣởng của các yếu tố kinh tế vĩ

mô tới chỉ số giá chứng khoán. Tuy nhiên, sự ảnh hƣởng này lại không giống nhau

giữa các thị trƣờng.

Việt Nam có nền kinh tế mức tăng trƣởng cao so với khu vực nhƣng đang có

khuynh hƣớng chậm lại; đồng thời, tăng trƣởng vẫn lệ thuộc nhiều vào mở rộng đầu

tƣ. Nền kinh tế ngày càng trở nên bất ổn khi hội nhập sâu vào nền kinh tế thế giới.

Mục tiêu của bài nghiên cứu là kiểm định tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô tới

chỉ số giá chứng khoán Việt Nam. Do đó, tác giả chọn các yếu tố kinh tế vĩ mô gồm

giá vàng, giá dầu, lãi suất, lạm phát, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng và chỉ số sản

xuất công nghiệp để xem xét ảnh hƣởng của chúng đến chỉ số giá chứng khoán và

mức độ ảnh hƣởng ra sao.

Kết quả của mô hình nghiên cứu chỉ ra rằng yếu tố cung tiền mở rộng, giá dầu và

lạm phát có ảnh hƣởng đến chỉ số VN-Index. Theo đó, cung tiền mở rộng có ảnh

hƣởng tích cực với chỉ số VN-Index, còn giá dầu và lạm phát lại có ảnh hƣởng tiêu

cực.

Trên cơ sở lý thuyết và kết quả nghiên cứu thực nghiệm, tác giả đề xuất một số giải

pháp đối với chính sách kinh tế vĩ mô nhằm tạo điều kiện để phát triển TTCK Việt

Nam.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu tiếng Việt

1. Bộ Tài chính, Ủy ban Chứng khoán Nhà nƣớc (1999), Đề tài cấp bộ, Những

vấn đề cơ bản trong việc hình thành và phát triển thị trường chứng khoán Việt

Nam.

2. Hoàng Ngọc Nhậm, 2010. Giáo trình kinh tế lượng. Trƣờng Đại học

Kinh tế TP.HCM

3. http://cfoviet.com/cung-ung-tien-te-money-supply-m0-m1-m2-m3-la-gi/

4. http://www.dankinhte.vn/mot-so-chi-so-chung-khoan-the-gioi/

5. Nguyễn Hữu Tuấn, 2012. Chỉ số chứng khoán chịu tác động mạnh bởi yếu tố

vĩ mô nào.

6. Nguyễn Thị Mỹ Dung, 2013. Nhân tố ảnh hƣởng đến giá chứng khoán của VN

– Một số điểm cần lƣu ý. Tạp chí Phát triển & Hội nhập, số 8 (18) tháng 01-

02/2013

7. Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dƣơng Phƣơng Thảo, 2013. Phân tích tác

động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trƣờng chứng khoán VN. Tạp chí

Phát triển & Hội nhập, số 8 (18) tháng 01-02/2013

Danh mục tài liệu Tiếng Anh

1. Acikalin, S., Aktas, R. and Unal, S., 2008. Relationships between stock

markets and macroeconomic variables: An empirical analysis of the

Istanbul Stock Exchange. Investment Management and Financial

Innovations, Volume 5, Issue 1, 2008.

2. Chen, N.F., Roll, R. and Ross, S.A., 1986. Economic Forces and the Stock

Market. The Journal of Business, Vol.59, No.3 (Jul.,1986), pp.383-403.

3. Gan, C., Lee, M., Yong, H.H.A And Zhang, J., 2006. Macroeconomics Variables

and Stock Market Interactions: NewZealand Evidence. Investment Managemnet

and Financial Innovations, Volumes 3 (Issue 4)

4. Goswami, G. and Jung, S.-C., 1997. Stock Market and Economic Forces:

Evidence From Korea.

5. Ibrahim, M.H. and Yusoff, W., 2001. Macroeconomic Variables, Exchange Rate

And Stock Price: A Malaysian Perspective. IIUM Journal of Economics and

Management, No.2:141-63.

6. Islam, S.M.N., Watanapalachaikul, S. and Billington, N., 2004. A time series

analysis and modelling of the Thai stock market. International Management

Conference.

7. Mohammad, S.D., Hussain, A., Jalil, M.A. and Ali, A., 2009. Impact of

Macroeconomics Variables on Stock Prices: Emperical Evidance in Case of

KSE (Karachi Stock Exchange). European Journal of Scientific Research, ISSN

1450-216X Vol.38 No.1 (2009), pp.96-103.

8. Mookerjee, R. and Yu, Q., 1997. Macroeconomic variables and stock prices in a

small open economy: The case of Singapore. Pacific-Basin Finance Journal, 5

(1997), pp.377-88.

9. Singh, T., Mehta, S. and Varsha, M.S., 2011. Macroeconomic factors and stock

returns: Evidence from Taiwan. Journal of Economics and International

Finance, Vol. 2(4), pp.217-27.

10. Tangjitprom, N., 2011. Macroeconomic Factors of Emerging Stock market: The

Evidence from Thailand. Martin de Tours School of Management of Economics.

11. Tunali, H., 2010. The Analysis of Realationships between macroeconomic

Factors and Stock Returns: Evidence from Turkey Using VAR model.

International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887,

Issue 57 (2010).

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC 1: TÓM TẮT CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐÃ ĐƢỢC SỬ

DỤNG TRONG CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC

Yếu tố kinh tế STT Các nghiên cứu trƣớc đây vĩ mô

(Chen và cộng sự, 1986); (Goswami và Jung, 1997);

1 Lãi suất (Islam và cộng sự, 2004); (Gan và cộng sự, 2006);

(Acikalin và cộng sự, 2008); (Tunali, 2010),

2 Lạm phát (CPI) (Tangjitprom, 2011) (Chen và cộng sự , 1986); (Tunali, 2010)

Cung tiền mở (Ibrahim và Yusoff, 2001); (Mohammad và cộng sự, 3 rộng (M2) 2009); (Tunali, 2010)

Chỉ số sản xuất 4 (Chen và cộng sự , 1986); (Mohammad và cộng sự,

công nghiệp 2009); (Tunali, 2010)

(Mookerjee và Yu, 1997); (Islam và cộng sự, 2004);

(Acikalin và cộng sự, 2008); (Mohammad và cộng sự, 5 Tỷ giá hối đoái

2009); (Tunali, 2010), (Tangjitprom, 2011); (Singh và cộng

sự, 2011) (Goswami và Jung, 1997); (Gan và cộng sự, 2006); 6 Giá dầu (Tunali, 2010)

7 Giá vàng (Tunali, 2010)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.049941 -3.491928 -2.888411 -2.581176

Prob.* 0.2654

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNI) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:53 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.0429 0.0002 0.0412

Coefficient -0.047914 0.348484 0.127764

0.023374 0.089079 0.061820

-2.049941 3.912068 2.066696

Variable VNI(-1) D(VNI(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.002411 0.046788 -3.401027 -3.326523 -3.370818 1.935063

0.148624 Mean dependent var 0.132407 S.D. dependent var 0.043581 Akaike info criterion 0.199423 Schwarz criterion 186.6554 Hannan-Quinn criter. 9.164882 Durbin-Watson stat 0.000214

PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN Chỉ số giá chứng khoán VN-Index (VNI): Null Hypothesis: VNI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Chuỗi VNI là chuỗi không dừng => Lấy sai phân bậc 1 của chuỗi Null Hypothesis: D(VNI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -7.393309 -3.491928 -2.888411 -2.581176

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNI,2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:54

Prob.* 0.0000

Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.666277 0.001329

0.090119 0.004266

-7.393309 0.311514

0.0000 0.7560

Variable D(VNI(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.340226 Mean dependent var 0.334001 S.D. dependent var 0.044234 Akaike info criterion 0.207404 Schwarz criterion 184.5364 Hannan-Quinn criter. 54.66102 Durbin-Watson stat 0.000000

-0.000830 0.054202 -3.380304 -3.330635 -3.360165 1.928094

=> Sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi VNI, ta có 1 chuỗi dừng Lãi suất (DR): Null Hypothesis: DR has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.211456 -3.491928 -2.888411 -2.581176

Prob.* 0.2035

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DR) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:46 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.084401 0.033019 0.008097

0.038165 0.097063 0.003760

-2.211456 0.340180 2.153307

0.0292 0.7344 0.0336

Variable DR(-1) D(DR(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.044546 Mean dependent var 0.026347 S.D. dependent var 0.012100 Akaike info criterion 0.015374 Schwarz criterion 325.0448 Hannan-Quinn criter. 2.447690 Durbin-Watson stat 0.091415

0.000189 0.012263 -5.963793 -5.889289 -5.933584 2.010978

Chuỗi DR là chuỗi không dừng => Lấy sai phân bậc 1 của chuỗi

Null Hypothesis: D(DR) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

t-Statistic -10.36420 -3.491928 -2.888411 -2.581176

1% level 5% level 10% level

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(DR,2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:46 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -1.006638 0.000190

0.097126 0.001186

-10.36420 0.160368

0.0000 0.8729

Variable D(DR(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.000000 0.017400 -5.936787 -5.887118 -5.916648 1.998509

0.503319 Mean dependent var 0.498633 S.D. dependent var 0.012320 Akaike info criterion 0.016090 Schwarz criterion 322.5865 Hannan-Quinn criter. 107.4166 Durbin-Watson stat 0.000000 => Sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi DR, ta có 1 chuỗi dừng Tỷ lệ lạm phát (CPI): Null Hypothesis: CPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -5.216824 -3.491345 -2.888157 -2.581041

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CPI) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:03 Sample (adjusted): 2 110 Included observations: 109 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.406361 0.003613

0.077894 0.000981

-5.216824 3.683465

0.0000 0.0004

Variable CPI(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.202773 Mean dependent var 0.195322 S.D. dependent var 0.007291 Akaike info criterion 0.005688 Schwarz criterion 382.7478 Hannan-Quinn criter. 27.21525 Durbin-Watson stat 0.000001

2.02E-05 0.008128 -6.986198 -6.936815 -6.966171 2.045622

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.399696 -3.491345 -2.888157 -2.581041

Prob.* 0.1442

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:51 Sample (adjusted): 2 110 Included observations: 109 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.004981 0.084446

0.002076 0.031023

-2.399696 2.722071

0.0181 0.0076

Variable M2(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.051070 Mean dependent var 0.042201 S.D. dependent var 0.006983 Akaike info criterion 0.005218 Schwarz criterion 387.4502 Hannan-Quinn criter. 5.758540 Durbin-Watson stat 0.018137

0.010018 0.007135 -7.072480 -7.023097 -7.052454 2.019602

Chuỗi CPI là chuỗi dừng Cung tièn mở rộng (M2): Null Hypothesis: M2 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Chuỗi M2 là chuỗi không dừng => Lấy sai phân bậc 1 của chuỗi Null Hypothesis: D(M2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

-10.04892 -3.491928 -2.888411 -2.581176

1% level 5% level 10% level

0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(M2,2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:51 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.977215 0.009714

0.097246 0.001186

-10.04892 8.190384

0.0000 0.0000

Variable D(M2(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

8.17E-06 0.009948 -7.024271 -6.974602 -7.004132 2.001876

0.487875 Mean dependent var 0.483044 S.D. dependent var 0.007153 Akaike info criterion 0.005423 Schwarz criterion 381.3106 Hannan-Quinn criter. 100.9809 Durbin-Watson stat 0.000000 => Sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi M2, ta có 1 chuỗi dừng Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI): Null Hypothesis: IPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -13.38196 -3.491345 -2.888157 -2.581041

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IPI) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:50 Sample (adjusted): 2 110 Included observations: 109 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -1.254462 0.061108

0.093743 0.025960

-13.38196 2.353941

0.0000 0.0204

Variable IPI(-1) C

R-squared Adjusted R-squared

0.625974 Mean dependent var 0.622479 S.D. dependent var

-0.000872 0.434031

S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.212649 0.262031 0.232675 2.011352

0.266681 Akaike info criterion 7.609689 Schwarz criterion -9.589355 Hannan-Quinn criter. 179.0768 Durbin-Watson stat 0.000000 Chuỗi IPI là chuỗi không dừng Tỷ giá hối đoái (EX): Null Hypothesis: EX has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.634210 -3.491345 -2.888157 -2.581041

Prob.* 0.9901

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:48 Sample (adjusted): 2 110 Included observations: 109 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

0.008043 0.034105

0.634210 -0.600929

0.5273 0.5492

Variable EX(-1) C

Coefficient 0.005101 -0.020495

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.003745 Mean dependent var -0.005566 S.D. dependent var 0.003905 Akaike info criterion 0.001632 Schwarz criterion 450.8035 Hannan-Quinn criter. 0.402223 Durbin-Watson stat 0.527297

0.001134 0.003894 -8.234927 -8.185544 -8.214900 1.599527

Chuỗi EX là chuỗi không dừng => Lấy sai phân bậc 1 của chuỗi Null Hypothesis: D(EX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -8.342320 -3.491928 -2.888411 -2.581176

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX,2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:49 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.792999 0.000893

0.095057 0.000386

-8.342320 2.314164

0.0000 0.0226

Variable D(EX(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

-1.49E-05 0.004926 -8.265520 -8.215851 -8.245381 1.985196

0.396336 Mean dependent var 0.390641 S.D. dependent var 0.003845 Akaike info criterion 0.001567 Schwarz criterion 448.3381 Hannan-Quinn criter. 69.59430 Durbin-Watson stat 0.000000 => Sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi EX, ta có 1 chuỗi dừng Giá dầu (OIL): Null Hypothesis: OIL has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.301406 -3.491928 -2.888411 -2.581176

Prob.* 0.1734

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OIL) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:52 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.059298 0.243993 0.114172

0.025766 0.092506 0.048192

-2.301406 2.637583 2.369103

0.0233 0.0096 0.0197

Variable OIL(-1) D(OIL(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.098887 Mean dependent var 0.081723 S.D. dependent var 0.042289 Akaike info criterion 0.187777 Schwarz criterion 189.9047 Hannan-Quinn criter. 5.761278 Durbin-Watson stat 0.004226

0.004928 0.044131 -3.461199 -3.386695 -3.430990 2.026599

Chuỗi OIL là chuỗi không dừng => Lấy sai phân bậc 1 của chuỗi

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -8.173151 -3.491928 -2.888411 -2.581176

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OIL,2) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:53 Sample (adjusted): 3 110 Included observations: 108 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.769652 0.003665

0.094168 0.004183

-8.173151 0.876106

0.0000 0.3830

Variable D(OIL(-1)) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.386575 Mean dependent var 0.380788 S.D. dependent var 0.043137 Akaike info criterion 0.197249 Schwarz criterion 187.2473 Hannan-Quinn criter. 66.80039 Durbin-Watson stat 0.000000

-0.000558 0.054819 -3.430506 -3.380836 -3.410367 2.015437

Null Hypothesis: D(OIL) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

=> Sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi OIL, ta có 1 chuỗi dừng Giá vàng (GOLD): Null Hypothesis: GOLD has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -8.390024 -3.491345 -2.888157 -2.581041

Prob.* 0.0000

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GOLD) Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 12:49 Sample (adjusted): 2 110 Included observations: 109 after adjustments

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Coefficient -0.794185 0.012942

0.094658 0.004031

-8.390024 3.210184

0.0000 0.0018

Variable GOLD(-1) C

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.396818 Mean dependent var 0.391181 S.D. dependent var 0.038722 Akaike info criterion 0.160437 Schwarz criterion 200.7412 Hannan-Quinn criter. 70.39250 Durbin-Watson stat 0.000000

-0.000315 0.049627 -3.646628 -3.597245 -3.626601 1.946426

Chuỗi GOLD là chuỗi dừng

PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT JOHANSEN

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesize d

Trace

0.05 Critical Value

Prob.**

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * At most 5 * At most 6 At most 7

0.628809 0.499397 0.465972 0.416455 0.184793 0.175401 0.129433 0.009990

342.8692 242.7742 172.8881 109.5300 55.12797 34.49238 15.01370 1.014075

159.5297 125.6154 95.75366 69.81889 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466

0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0089 0.0134 0.0590 0.3139

Trace test indicates 6 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 Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesize d

Max-Eigen

0.05 Critical Value

Prob.**

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic

0.628809 0.499397 0.465972 0.416455 0.184793 0.175401 0.129433 0.009990

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 At most 5 At most 6 At most 7

52.36261 46.23142 40.07757 33.87687 27.58434 21.13162 14.26460 3.841466

100.0950 69.88609 63.35804 54.40206 20.63559 19.47868 13.99963 1.014075

0.0000 0.0000 0.0000 0.0001 0.2988 0.0838 0.0550 0.3139

Max-eigenvalue test indicates 4 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):

OIL

VNI

CPI -31.52633 -370.7292 -219.2521 -654.8179 5.310929 -48.36248 106.3746

GOLD 4.014271 4.960868 -204.3413 -103.6474 51.28735 56.10007 -29.34475

IPI 27.08569 4.805609 36.58210 -0.673394 -9.963410 17.26822 1.343816

DR -59.14190 145.9160 -18.95149 64.40980 -24.92965 -4.382619 -0.260139

4.148960 19.34870 2.635358 -5.310151 -0.194809 -23.21128 0.213997 -9.368159 -10.29714 -173.2979 13.76824 42.50283 -0.977478 -75.88927 -9.452749 34.76742 -1.639029 -26.31936 4.852566 -5.916523 -3.010216 -37.96407 0.568589 18.23841 -7.875476 -16.12373 -1.115901 6.701674

Date: 09/22/13 Time: 11:09 Sample (adjusted): 10 110 Included observations: 101 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: CPI GOLD IPI DR VNI EX M2 OIL Lags interval (in first differences): 1 to 8

-92.08430

55.13844

-10.22090

-75.63826

-5.419009 32.73187 0.357148 8.525386

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

0.001585 0.000504 -0.057029 0.000907 0.008146 -0.000111 0.001811 0.007677

6.16E-05 0.001699 -0.008665 -0.000758 0.006462 0.001220 -0.001889 -0.001818

-0.000168 0.006107 -0.002897 0.000211 0.000100 0.000348 0.000556 -0.008501

2.97E-05 -0.000213 -0.000891 0.000154 0.000965 0.000986 -0.003035 -0.001681 -0.003499 0.001062 0.001321 0.035487 0.006093 -0.021599 0.005281 0.000235 -0.000972 0.001881 -0.000322 0.000317 0.001175 0.002953 -0.001786 -0.000891 0.006690 0.000141 0.000397 -0.000567 4.83E-05 -0.000122 0.000448 0.000214 -3.48E-05 0.000426 -0.000155 -0.003430 -0.000185 -0.007942 -0.000179 0.000161

Log likelihood

2549.247

1 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

VNI

OIL

-0.131603 -0.613731 -0.083592 0.168435 (0.06061) (0.67315) (0.07115) (0.19573)

CPI 1.000000

GOLD -0.127331 (0.88839)

IPI -0.859145 (0.20355)

DR 1.875953 (0.64860)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.049965 (0.01889) -0.015884 (0.09216) 1.797927 (0.48733) -0.028581 (0.02922) -0.256823 (0.13581) 0.003502 (0.01458) -0.057083 (0.02013) -0.242029 (0.12915)

Log likelihood

2584.190

2 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

VNI

OIL

0.016042 0.142034 0.009171 0.008457 (0.00914) (0.07186) (0.01037) (0.02515) 1.159537 5.935454 0.728526 -1.256399 (0.47277) (3.71817) (0.53664) (1.30129)

CPI 1.000000 0.000000

GOLD 0.000000 1.000000

IPI 0.086407 (0.02905) 7.425952 (1.50277)

DR -0.660110 (0.10945) -19.91713 (5.66282)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI)

-0.072813 (0.22286) -0.645710 (1.08243) 5.010279 (5.72548) 0.252463 (0.34157) -2.652419 (1.55037)

0.006668 (0.00382) 0.010450 (0.01857) -0.271917 (0.09820) -0.000122 (0.00586) 0.064758 (0.02659)

D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.448612 (0.15400) 0.643172 (0.20576) 0.432033 (1.51989)

0.005604 (0.00264) -0.002102 (0.00353) 0.021798 (0.02607)

Log likelihood

2615.869

3 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

VNI

OIL

0.003398 0.083218 0.000127 0.020124 (0.00603) (0.04342) (0.00569) (0.01621) 0.072941 0.880652 -0.048776 -0.253763 (0.01580) (0.11369) (0.01490) (0.04245) 0.146324 0.680694 0.104674 -0.135018 (0.06233) (0.44863) (0.05879) (0.16750)

CPI 1.000000 0.000000 0.000000

GOLD 0.000000 1.000000 0.000000

IPI 0.000000 0.000000 1.000000

DR -0.427548 (0.07071) 0.069650 (0.18513) -2.691477 (0.73059)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.036008 (0.25839) -1.984684 (1.17464) 5.645468 (6.64226) 0.206266 (0.39617) -2.674361 (1.79952) -0.524994 (0.17693) 0.521227 (0.23535) 2.295993 (1.65139)

0.040970 (0.12232) -1.237463 (0.55606) 0.320074 (3.14440) -0.043177 (0.18754) 0.044308 (0.85188) -0.065584 (0.08376) -0.115753 (0.11141) 1.758995 (0.78176)

0.037082 (0.02739) 0.245218 (0.12449) -1.692301 (0.70398) 0.028620 (0.04199) 0.255362 (0.19072) 0.015596 (0.01875) 0.060312 (0.02494) -0.111800 (0.17502)

Log likelihood

2643.070

4 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

VNI

OIL

-0.014722 -0.059886 0.029331 -0.023724 (0.00619) (0.04597) (0.00595) (0.01406) 0.075893 0.903964 -0.053533 -0.246620 (0.01566) (0.11630) (0.01506) (0.03557) 0.032255 -0.220165 0.288519 -0.411043 (0.06347) (0.47124) (0.06100) (0.14411) -0.042382 -0.334708 0.068307 -0.102555 (0.02194) (0.16289) (0.02109) (0.04981)

GOLD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

IPI 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

DR 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000

CPI 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

-0.668231 (0.45152) 0.002898 (2.09522) -17.59206 (11.1092) 0.843048 (0.70793) -4.608083

-0.059101 (0.13194) -0.922860 (0.61225) -3.358064 (3.24626) 0.057616 (0.20687) -0.261770

0.036432 (0.02635) 0.247262 (0.12227) -1.716198 (0.64830) 0.029275 (0.04131) 0.253374

-0.019370 (0.09853) -0.093145 (0.45720) 4.449085 (2.42412) -0.230863 (0.15448) 0.649409

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI)

D(EX) D(M2) D(OIL)

(3.24499) -0.617643 (0.32082) 0.227937 (0.42333) 4.541807 (2.96480)

(0.94823) -0.080249 (0.09375) -0.162176 (0.12370) 2.114472 (0.86635)

(0.18937) 0.015501 (0.01872) 0.060010 (0.02470) -0.109491 (0.17302)

(0.70808) 0.187030 (0.07000) -0.364391 (0.09237) -0.779130 (0.64694)

Log likelihood

2653.388

5 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

VNI

OIL

CPI 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

GOLD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

IPI 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

DR 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.668074 (0.45152) -0.006030 (2.08339) -17.55970 (11.0800) 0.853039 (0.66254) -4.617567 (3.23641) -0.615533 (0.31647) 0.229072 (0.42239) 4.540825 (2.96477)

-0.057581 (0.13520) -1.009071 (0.62383) -3.045567 (3.31772) 0.154101 (0.19839) -0.353363 (0.96909) -0.059875 (0.09476) -0.151214 (0.12648) 2.104991 (0.88775)

0.036137 (0.02697) 0.264010 (0.12442) -1.776906 (0.66173) 0.010531 (0.03957) 0.271167 (0.19329) 0.011543 (0.01890) 0.057880 (0.02523) -0.107649 (0.17706)

0.000000 0.137332 0.000737 -0.024213 (0.06421) (0.00994) (0.01984) 0.000000 -0.112717 0.093876 -0.244095 (0.31969) (0.04949) (0.09878) 0.000000 -0.652261 0.351169 -0.409970 (0.40136) (0.06214) (0.12402) 0.000000 0.233045 -0.014012 -0.103965 (0.19328) (0.02992) (0.05972) 1.000000 13.39622 -1.942327 -0.033271 (4.23681) (0.65593) (1.30915)

-0.020109 0.007300 (0.09956) (0.00648) -0.051240 -0.055403 (0.45940) (0.02992) 4.297187 -0.249767 (2.44321) (0.15913) -0.277762 -0.000394 (0.14609) (0.00952) 0.693931 0.031550 (0.71365) (0.04648) 0.177126 -0.005075 (0.06978) (0.00455) -0.369719 0.001365 (0.09314) (0.00607) -0.774522 0.123402 (0.65375) (0.04258)

Log likelihood

2663.127

6 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

OIL

VNI

0.000000 0.000000 0.083473 -0.209658 (0.02572) (0.05429) 0.000000 0.000000 0.025969 -0.091888 (0.02725) (0.05751) 0.000000 0.000000 -0.041788 0.470808 (0.12911) (0.27248) 0.000000 0.000000 0.126386 -0.418656 (0.04188) (0.08839) 1.000000 0.000000 6.128280 -18.12279 (2.60008) (5.48721) 0.000000 1.000000 -0.602454 1.350345 (0.22676) (0.47856)

CPI 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

GOLD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

IPI 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

DR 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.657755 (0.45149) 0.163172 (2.03494) -16.51512 (10.7239) 0.868607 (0.66242) -4.574466 (3.24040) -0.588121 (0.30800) 0.230753 (0.42317) 4.924901 (2.77673)

-0.069551 (0.13873) -1.205343 (0.62528) -4.257272 (3.29513) 0.136043 (0.20354) -0.403360 (0.99568) -0.091673 (0.09464) -0.153164 (0.13003) 1.659467 (0.85321)

0.032452 (0.02868) 0.203595 (0.12928) -2.149882 (0.68129) 0.004973 (0.04208) 0.255777 (0.20586) 0.001755 (0.01957) 0.057280 (0.02688) -0.244786 (0.17641)

-0.019174 0.007942 -0.007625 (0.09940) (0.00670) (0.11321) -0.035907 -0.044872 -0.680606 (0.44801) (0.03019) (0.51028) 4.391848 -0.184750 -2.433726 (2.36095) (0.15912) (2.68911) -0.276351 0.000575 0.035128 (0.14584) (0.00983) (0.16611) 0.697837 0.034233 -0.152979 (0.71340) (0.04808) (0.81256) 0.179610 -0.003369 -0.090503 (0.06781) (0.00457) (0.07723) -0.369567 0.001470 -0.055806 (0.09316) (0.00628) (0.10611) -0.739717 0.147308 2.230663 (0.61132) (0.04120) (0.69629)

Log likelihood

2670.127

7 Cointegrating Equation(s): Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

OIL

VNI

CPI 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

GOLD 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

IPI 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000

DR 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

0.000000 0.000000 0.000000 0.061117 (0.02444) 0.000000 0.000000 0.000000 -0.007647 (0.03102) 0.000000 0.000000 0.000000 0.335252 (0.12733) 0.000000 0.000000 0.000000 -0.008672 (0.04283) 1.000000 0.000000 0.000000 1.756662 (1.15486) 0.000000 1.000000 0.000000 -0.603948 (0.13559) 0.000000 0.000000 1.000000 -3.243887 (0.59571)

D(CPI) D(GOLD) D(IPI) D(DR) D(VNI) D(EX) D(M2) D(OIL)

-0.752514 (0.43967) 0.276191 (2.04855) -15.95332 (10.7985) 0.902357 (0.66711) -3.862840 (3.14456) -0.582988 (0.31074) 0.276058 (0.42319) 4.905911 (2.80195)

-0.043410 (0.13486) -1.236520 (0.62836) -4.412251 (3.31226) 0.126732 (0.20462) -0.599671 (0.96455) -0.093089 (0.09532) -0.165662 (0.12981) 1.664705 (0.85945)

0.031255 (0.02769) 0.205023 (0.12901) -2.142785 (0.68007) 0.005399 (0.04201) 0.264767 (0.19804) 0.001820 (0.01957) 0.057853 (0.02665) -0.245026 (0.17646)

-0.018942 0.014958 0.006738 -0.006231 (0.09592) (0.00780) (0.10962) (0.00978) -0.036183 -0.053239 -0.697736 0.103135 (0.44693) (0.03635) (0.51075) (0.04555) 4.390474 -0.226343 -2.518880 -0.516092 (2.35589) (0.19160) (2.69231) (0.24013) -0.276434 -0.001923 0.030013 0.022912 (0.14554) (0.01184) (0.16633) (0.01483) 0.696096 -0.018453 -0.260843 -0.020324 (0.68605) (0.05579) (0.78401) (0.06993) 0.179598 -0.003749 -0.091282 0.004979 (0.06779) (0.00551) (0.07748) (0.00691) -0.369678 -0.001885 -0.062673 0.008333 (0.09233) (0.00751) (0.10551) (0.00941) -0.739671 0.148714 2.233542 -0.070001 (0.61130) (0.04971) (0.69859) (0.06231)

Lags: 8

Null Hypothesis:

F-Statistic

Prob.

Obs

101

CPI does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause CPI

PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ GRANGER

2.56243 0.96356

0.015 0.47

101

DDR does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause DDR

0.80456 0.83733

0.6003 0.5725

101

DEX does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause DEX

0.94351 0.58056

0.4857 0.7912

101

DM2 does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause DM2

2.30847 0.87634

0.0274 0.5399

101 101

DOIL does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause DOIL GOLD does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause GOLD

2.47234 1.60954 0.82257 1.70151

0.0186 0.1343 0.585 0.1099

101

IPI does not Granger Cause DVNI DVNI does not Granger Cause IPI

0.77468 0.48395

0.626 0.8644

101

DEX does not Granger Cause CPI CPI does not Granger Cause DEX

0.5396 0.9904

102

IPI does not Granger Cause CPI CPI does not Granger Cause IPI

0.8767 0.19801 2.91345 1.38507

0.0064 0.2147

1.15401 2.22814

101

DOIL does not Granger Cause CPI CPI does not Granger Cause DOIL

0.3367 0.0331

103

DDR does not Granger Cause DEX DEX does not Granger Cause DDR

0.50797 0.25617

0.8009 0.9556

101

GOLD does not Granger Cause DEX DEX does not Granger Cause GOLD

0.99824 1.64632

0.4436 0.124

101

IPI does not Granger Cause DEX DEX does not Granger Cause IPI

0.21219 0.05997

0.988 0.9999

1.59392 3.71308

101

DM2 does not Granger Cause DEX DEX does not Granger Cause DM2

0.1389 0.0009

101

DOIL does not Granger Cause DEX DEX does not Granger Cause DOIL

0.77777 0.33468

0.6233 0.9502

101

GOLD does not Granger Cause DDR DDR does not Granger Cause GOLD

1.2781 0.24741

0.266 0.9802

101 101

IPI does not Granger Cause DDR DDR does not Granger Cause IPI DM2 does not Granger Cause DDR

4.91104 0.93141 0.24223

5.00E-05 0.4952 0.9815

0.9724

DDR does not Granger Cause DM2

101

0.27508 2.60951 1.70794

0.0134 0.1084

DOIL does not Granger Cause DDR DDR does not Granger Cause DOIL

102

1.52368 1.17405

0.1611 0.3243

IPI does not Granger Cause GOLD GOLD does not Granger Cause IPI

102

2.02329 1.25531

0.0531 0.2778

M2 does not Granger Cause GOLD GOLD does not Granger Cause M2

101 101

3.61382 1.78005 0.62744 1.38829

0.0012 0.0924 0.7526 0.2135

DOIL does not Granger Cause GOLD GOLD does not Granger Cause DOIL DM2 does not Granger Cause IPI IPI does not Granger Cause DM2

101

0.82534 0.73596

0.5826 0.6595

DOIL does not Granger Cause IPI IPI does not Granger Cause DOIL

101

0.92853 0.51301

0.4975 0.8435

DOIL does not Granger Cause DM2 DM2 does not Granger Cause DOIL

Lags: 3

Obs

Prob.

Null Hypothesis:

F-Statistic 4.08436 3.89558

106

0.0088 0.0112

CPI does not Granger Cause DDR DDR does not Granger Cause CPI

Lags: 2

Obs

Prob.

Null Hypothesis:

108

F-Statistic 4.05444 1.99838

0.0202 0.1408

GOLD does not Granger Cause CPI CPI does not Granger Cause GOLD

107

5.51802 0.83438

0.0053 0.4371

DM2 does not Granger Cause CPI CPI does not Granger Cause DM2

Vector Autoregression Estimates Date: 09/22/13 Time: 14:50 Sample (adjusted): 10 110 Included observations: 101 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

IPI

D(OIL)

D(VNI) 0.393616 (0.12708) [ 3.09732]

D(DR) D(EX) -0.021811 -0.011378 (0.01203) (0.03184) [-0.94561] [-0.68491]

-0.049548 -0.002086 (0.01211) (0.03205) [-0.17225] [-1.54608] 0.000664 -0.000753 (0.01328) (0.03515) [ 0.05002] [-0.02142] 0.010675 -0.002893 (0.01419) (0.03755) [ 0.75245] [-0.07704] 0.006625 0.034339 (0.01406) (0.03722) [ 0.47115] [ 0.92268] 0.003174 -0.022850 (0.01221) (0.03232) [ 0.25992] [-0.70697] -0.054174 0.402130 (0.07919) (0.20958) [-0.68412] [ 1.91876] 0.093301 0.108725 (0.10049) (0.26595) [ 0.92850] [ 0.40883] 0.011188 -0.024280 (0.09933) (0.26289) [ 0.11263] [-0.09236]

-0.245302 -0.017876 (0.09233) (0.24436) [-0.19361] [-1.00385] -0.037202 0.050712 (0.09185) (0.24310) [-0.40501] [ 0.20861]

D(VNI(-1)) D(VNI(-3)) D(VNI(-4)) D(VNI(-6)) D(VNI(-7)) D(VNI(-8)) CPI(-1) CPI(-3) CPI(-4) CPI(-6) CPI(-7) CPI(-8)

-0.385811 (0.12789) [-3.01671] 0.179539 (0.14029) [ 1.27981] -0.196808 (0.14984) [-1.31349] -0.021340 (0.14852) [-0.14368] 0.083093 (0.12898) [ 0.64422] -1.054781 (0.83636) [-1.26116] -0.194678 (1.06130) [-0.18343] -0.470349 (1.04913) [-0.44833] 0.554450 (0.97517) [ 0.56857] 1.617132 (0.97014) [ 1.66691] -2.410176 (0.91328)

CPI -0.014772 (0.01805) [-0.81844] -0.018845 (0.01816) [-1.03747] -0.011168 (0.01992) [-0.56052] 0.008553 (0.02128) [ 0.40192] -0.012248 (0.02109) [-0.58065] -0.014735 (0.01832) [-0.80437] 0.538493 (0.11879) [ 4.53333] 0.233592 (0.15073) [ 1.54970] 0.008783 (0.14900) [ 0.05895] -0.264394 (0.13850) [-1.90897] 0.020846 (0.13779) [ 0.15129] -0.086570 (0.12971)

-0.275376 -0.097955 (0.08647) (0.22885)

GOLD -0.062383 (0.07784) [-0.80139] 0.320042 (0.07834) [ 4.08534] -0.175946 (0.08593) [-2.04753] 0.198627 (0.09178) [ 2.16413] -0.227547 (0.09097) [-2.50122] 0.080014 (0.07901) [ 1.01273] -0.055810 (0.51231) [-0.10894] 0.561214 (0.65009) [ 0.86328] -0.802059 (0.64264) [-1.24808] -0.335069 (0.59734) [-0.56094] -0.193766 (0.59425) [-0.32607] 1.021776 (0.55942)

D(M2) -0.499134 0.003708 0.090344 (0.48482) (0.01861) (0.10650) [-1.02952] [ 0.19922] [ 0.84832] -0.066490 0.006897 -0.281470 (0.48791) (0.01873) (0.10718) [-0.13628] [ 0.36822] [-2.62624] -0.046610 -0.003395 0.104250 (0.53519) (0.02055) (0.11756) [-0.08709] [-0.16525] [ 0.88677] -1.081642 -0.002747 -0.076247 (0.57163) (0.02195) (0.12557) [-1.89222] [-0.12518] [-0.60723] 0.666602 -0.004871 0.229863 (0.56660) (0.02175) (0.12446) [ 1.17649] [-0.22394] [ 1.84685] -0.319283 -0.008796 -0.137879 (0.49207) (0.01889) (0.10809) [-0.64886] [-0.46564] [-1.27558] -2.492273 0.101173 0.282292 (3.19071) (0.12249) (0.70089) [-0.78110] [ 0.82594] [ 0.40276] -2.484466 0.342329 1.077233 (4.04888) (0.15544) (0.88940) [-0.61362] [ 2.20232] [ 1.21119] -0.946192 -0.207914 -0.298872 (4.00242) (0.15366) (0.87919) [-0.23640] [-1.35311] [-0.33994] -7.231709 -0.086840 -0.197138 (3.72028) (0.14283) (0.81722) [-1.94386] [-0.60801] [-0.24123] 7.185742 -0.212003 -1.323079 (3.70109) (0.14209) (0.81300) [ 1.94152] [-1.49205] [-1.62740] -2.418632 -0.093229 -1.580378 (3.48417) (0.13376) (0.76535)

PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH MÔ HÌNH VAR

[-1.20329] -0.178829 (0.14697) [-1.21676] -0.006617 (0.15175) [-0.04360] 0.183345 (0.13147) [ 1.39454] 0.012249 (0.12366) [ 0.09905] 0.110292 (0.13782) [ 0.80023] 0.042774 (0.12549) [ 0.34085] -0.401212 (0.32001) [-1.25375] -0.370498 (0.36622) [-1.01168]

[-1.13281] 0.062696 (0.05553) [ 1.12900] 0.105964 (0.05734) [ 1.84801] 0.028134 (0.04968) [ 0.56633] 0.022689 (0.04672) [ 0.48560] 0.032955 (0.05208) [ 0.63281] 0.016742 (0.04742) [ 0.35308] 0.140637 (0.12091) [ 1.16312] 0.004251 (0.13837) [ 0.03072]

-0.025385 -0.043835 (0.13303) (0.35209) [-0.32950] [-0.07210] 0.141657 0.142331 (0.13247) (0.35059) [ 1.06935] [ 0.40597] 0.244663 0.382464 (0.14761) (0.39066) [ 1.65752] [ 0.97903] -0.097150 0.284538 (0.13885) (0.36747) [-0.69970] [ 0.77432]

D(DR(-1)) D(DR(-3)) D(DR(-4)) D(DR(-6)) D(DR(-7)) D(DR(-8)) D(EX(-1)) D(EX(-3)) D(EX(-4)) D(EX(-6)) D(EX(-7)) D(EX(-8)) GOLD(-1) GOLD(-3) GOLD(-4) GOLD(-6)

[-2.63903] 0.361934 (0.58652) [ 0.61709] -0.322383 (0.60560) [-0.53234] -0.406662 (0.52467) [-0.77508] -0.824925 (0.49347) [-1.67167] -0.940968 (0.55001) [-1.71081] -0.654980 (0.50079) [-1.30789] 1.657266 (1.27706) [ 1.29772] -0.062279 (1.46146) [-0.04261] 1.100981 (1.40507) [ 0.78358] -1.185611 (1.39910) [-0.84741] -0.579909 (1.55899) [-0.37198] -0.259718 (1.46644) [-0.17711] 0.097440 (0.17568) [ 0.55465] 0.080090 (0.16449) [ 0.48690] -0.010792 (0.16061) [-0.06719] 0.200356

[-0.66741] -0.029133 (0.08330) [-0.34973] -0.092875 (0.08601) [-1.07980] 0.062585 (0.07452) [ 0.83988] 0.065435 (0.07009) [ 0.93363] 0.060952 (0.07812) [ 0.78026] 0.035367 (0.07113) [ 0.49724] 0.018543 (0.18138) [ 0.10223] -0.270826 (0.20757) [-1.30476] -0.120703 (0.19956) [-0.60485] -0.000572 (0.19871) [-0.00288] 0.296036 (0.22142) [ 1.33700] -0.133149 (0.20827) [-0.63930] 0.015066 (0.02495) [ 0.60382] 0.018869 (0.02336) [ 0.80770] 0.003654 (0.02281) [ 0.16017] 0.005874

-0.022231 -0.011709 (0.01663) (0.04402) [-0.70392] [-0.50500] 0.010060 0.030789 (0.01557) (0.04122) [ 0.64593] [ 0.74698] 0.008794 -0.027667 (0.01521) (0.04025) [ 0.57830] [-0.68743] -0.019242 0.065580

[ 1.82648] 0.565947 (0.35927) [ 1.57528] -0.480191 (0.37096) [-1.29447] -0.250886 (0.32138) [-0.78065] 0.302548 (0.30227) [ 1.00090] 0.256377 (0.33691) [ 0.76097] -0.045554 (0.30676) [-0.14850] -0.608971 (0.78225) [-0.77848] 0.648114 (0.89521) [ 0.72398] 0.152028 (0.86067) [ 0.17664] 2.391580 (0.85701) [ 2.79061] 2.699311 (0.95495) [ 2.82665] -2.532665 (0.89826) [-2.81953] 0.261796 (0.10761) [ 2.43280] -0.082779 (0.10076) [-0.82157] 0.088639 (0.09838) [ 0.90096] -0.051144

[-0.69418] [-0.69698] [-2.06491] 0.402226 -0.029862 0.184665 (2.23756) (0.08590) (0.49152) [ 0.17976] [-0.34762] [ 0.37571] -0.421023 -0.054558 -0.189541 (2.31037) (0.08870) (0.50751) [-0.18223] [-0.61510] [-0.37347] 1.362417 0.064267 -0.778040 (2.00161) (0.07684) (0.43968) [ 0.68066] [ 0.83634] [-1.76954] 3.407400 0.096061 0.154081 (1.88261) (0.07228) (0.41354) [ 1.80994] [ 1.32910] [ 0.37259] 0.177110 0.126486 0.714294 (2.09830) (0.08056) (0.46092) [ 0.08441] [ 1.57017] [ 1.54970] -1.774587 0.135817 1.096891 (1.91052) (0.07335) (0.41967) [-0.92885] [ 1.85172] [ 2.61367] -0.550350 -0.237476 0.579166 (4.87197) (0.18704) (1.07020) [-0.11296] [-1.26966] [ 0.54117] -0.340190 0.148040 -1.420883 (5.57549) (0.21405) (1.22474) [-0.06102] [ 0.69162] [-1.16015] 0.643429 -0.068992 0.163718 (5.36034) (0.20579) (1.17748) [ 0.12004] [-0.33526] [ 0.13904] 0.280925 0.674032 0.758611 (5.33757) (0.20491) (1.17248) [ 0.05263] [ 3.28934] [ 0.64701] -3.274989 -0.430529 2.052912 (5.94755) (0.22833) (1.30647) [-0.55065] [-1.88554] [ 1.57134] 4.545677 -0.232519 0.857065 (5.59447) (0.21478) (1.22891) [ 0.81253] [-1.08261] [ 0.69742] 0.336184 -0.031467 -0.117946 (0.67022) (0.02573) (0.14722) [ 0.50161] [-1.22295] [-0.80114] -0.338878 -0.021036 0.130902 (0.62753) (0.02409) (0.13785) [-0.54002] [-0.87317] [ 0.94963] -0.347547 -0.006197 -0.062018 (0.61275) (0.02352) (0.13460) [-0.56720] [-0.26344] [-0.46076] 0.188365 -0.012384 0.169197

(0.04024) [ 1.62986]

(0.01520) [-1.26563]

-0.026739 -0.001603 (0.01586) (0.04199) [-0.10104] [-0.63685] -0.001439 0.049458 (0.01322) (0.03499) [-0.10887] [ 1.41336] -0.003496 0.009747 (0.00301) (0.00796) [-1.16207] [ 1.22429] 0.003277 0.004858 (0.00316) (0.00837) [ 1.03680] [ 0.58065] 0.001659 -0.005216 (0.00218) (0.00576) [ 0.76254] [-0.90593] 0.001759 0.017716 (0.00198) (0.00524) [ 0.88780] [ 3.37911] 0.002401 0.011673 (0.00243) (0.00643) [ 0.98876] [ 1.81608] -0.000376 0.004633 (0.00231) (0.00612) [-0.16237] [ 0.75671]

-0.147119 -0.286075 (0.08315) (0.22007) [-3.44038] [-0.66851]

GOLD(-7) GOLD(-8) IPI(-1) IPI(-3) IPI(-4) IPI(-6) IPI(-7) IPI(-8) D(M2(-1)) D(M2(-3)) D(M2(-4)) D(M2(-6)) D(M2(-7)) D(M2(-8)) D(OIL(-1))

(0.16057) [ 1.24777] -0.046677 (0.16755) [-0.27858] 0.179375 (0.13965) [ 1.28451] -0.002585 (0.03177) [-0.08136] 0.048081 (0.03339) [ 1.44017] 0.021677 (0.02298) [ 0.94346] -0.005119 (0.02092) [-0.24467] -0.021040 (0.02565) [-0.82023] -0.001475 (0.02443) [-0.06037] 2.678170 (0.87822) [ 3.04953] -1.478027 (0.77335) [-1.91119] 0.036884 (0.88678) [ 0.04159] 0.603367 (0.77698) [ 0.77655] -0.529693 (0.87140) [-0.60786] 0.887477 (0.85552) [ 1.03736] -0.305047 (0.14614) [-2.08729]

(0.02281) [ 0.25756] -0.026838 (0.02380) [-1.12780] -0.014756 (0.01983) [-0.74402] 0.004701 (0.00451) [ 1.04188] -0.000243 (0.00474) [-0.05127] -0.007751 (0.00326) [-2.37521] -0.002865 (0.00297) [-0.96415] 0.004422 (0.00364) [ 1.21377] 0.003974 (0.00347) [ 1.14519] -0.369434 (0.12473) [-2.96184] 0.050844 (0.10984) [ 0.46290] -0.086316 (0.12595) [-0.68533] 0.008161 (0.11035) [ 0.07395] 0.060389 (0.12376) [ 0.48794] 0.120658 (0.12151) [ 0.99302] 0.034696 (0.02076) [ 1.67159]

-0.061212 -0.037529 (0.07322) (0.19379) [-0.51254] [-0.31587] -0.046157 0.046109 (0.08396) (0.22221) [-0.54974] [ 0.20750] -0.000215 0.258631 (0.07357) (0.19470) [-0.00292] [ 1.32836] 0.050300 0.088884 (0.08251) (0.21836) [ 0.60965] [ 0.40705] 0.065705 -0.077411 (0.08100) (0.21438) [ 0.81115] [-0.36109] -0.003880 0.091381 (0.01384) (0.03662) [-0.28042] [ 2.49529]

(0.09836) [-0.51998] -0.231115 (0.10263) [-2.25188] 0.042811 (0.08554) [ 0.50049] 0.014050 (0.01946) [ 0.72191] 0.005546 (0.02045) [ 0.27120] -0.007714 (0.01407) [-0.54812] 0.042125 (0.01282) [ 3.28696] -0.031418 (0.01571) [-1.99956] -0.035495 (0.01497) [-2.37165] -0.655352 (0.53795) [-1.21824] 1.462708 (0.47371) [ 3.08775] -0.760157 (0.54319) [-1.39942] 0.223238 (0.47593) [ 0.46905] 0.414310 (0.53377) [ 0.77619] 1.108445 (0.52404) [ 2.11518] 0.435712 (0.08952) [ 4.86720]

(0.61258) (0.02352) (0.13456) [ 0.30749] [-0.52660] [ 1.25738] -0.035019 -0.008722 0.019955 (0.63921) (0.02454) (0.14041) [-0.05479] [-0.35541] [ 0.14212] 0.084520 0.001479 -0.208249 (0.53275) (0.02045) (0.11703) [ 0.15865] [ 0.07229] [-1.77951] -0.490565 -0.008985 -0.017556 (0.12121) (0.00465) (0.02663) [-4.04722] [-1.93086] [-0.65937] -0.026502 0.012427 0.042740 (0.12737) (0.00489) (0.02798) [-0.20808] [ 2.54141] [ 1.52763] -0.096636 0.006892 0.028060 (0.08766) (0.00337) (0.01925) [-1.10246] [ 2.04791] [ 1.45730] 0.051676 0.001101 0.010383 (0.07982) (0.00306) (0.01753) [ 0.64742] [ 0.35939] [ 0.59220] -0.121851 0.001640 0.031070 (0.09786) (0.00376) (0.02150) [-1.24517] [ 0.43661] [ 1.44538] -0.033158 -0.002101 0.002598 (0.09321) (0.00358) (0.02048) [-0.35572] [-0.58711] [ 0.12691] 6.927470 -0.138072 -1.061938 (3.35043) (0.12863) (0.73597) [ 2.06764] [-1.07344] [-1.44291] -0.176499 0.073145 -0.886355 (2.95034) (0.11327) (0.64809) [-0.05982] [ 0.64578] [-1.36765] 0.380332 0.185276 1.129912 (3.38308) (0.12988) (0.74315) [ 0.11242] [ 1.42652] [ 1.52045] -2.449819 0.176388 0.320824 (2.96418) (0.11380) (0.65113) [-0.82647] [ 1.55001] [ 0.49272] 0.403257 0.001604 0.368653 (3.32440) (0.12763) (0.73026) [ 0.12130] [ 0.01257] [ 0.50483] -0.056647 -0.153756 0.509210 (3.26380) (0.12530) (0.71694) [-0.01736] [-1.22710] [ 0.71025] 0.641020 0.010726 0.065137 (0.55754) (0.02140) (0.12247) [ 1.14972] [ 0.50108] [ 0.53184]

0.071016 (0.03786) [ 1.87570]

-0.025354 (0.01431) [-1.77230]

-0.082560 -0.014826 (0.01492) (0.03949) [-0.99369] [-2.09075]

D(OIL(-3)) D(OIL(-4)) D(OIL(-6)) D(OIL(-7)) D(OIL(-8)) C

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

-0.057596 (0.15109) [-0.38120] -0.136021 (0.15759) [-0.86316] 0.025554 (0.15760) [ 0.16215] -0.003041 (0.16586) [-0.01833] 0.015767 (0.17390) [ 0.09066] -0.009440 (0.02300) [-0.41043] 0.556724 0.147545 0.102738 0.044449 1.360589 204.6672 -3.082520 -1.813798 0.003055 0.048142

0.026545 (0.02146) [ 1.23701] -0.038957 (0.02238) [-1.74058] 0.010494 (0.02238) [ 0.46883] 0.016770 (0.02356) [ 0.71189] -0.004649 (0.02470) [-0.18823] 0.007041 (0.00327) [ 2.15546] 0.748936 0.517185 0.002072 0.006313 3.231639 401.7927 -6.985995 -5.717273 0.008830 0.009085

-0.003596 -0.024105 (0.01492) (0.03949) [-1.61541] [-0.09106] 0.014479 -0.076620 (0.01570) (0.04156) [ 0.92196] [-1.84348] -0.014821 0.045061 (0.01647) (0.04358) [-0.90012] [ 1.03405] 0.004405 -0.004307 (0.00218) (0.00576) [ 2.02266] [-0.74728] 0.434172 0.598783 -0.088131 0.228429 0.000921 0.006451 0.004209 0.011138 0.831264 1.616784 344.4473 442.7475 -5.850441 -7.796979 -4.581719 -6.528257 0.001200 0.000151 0.004035 0.012680

-0.302320 (0.09255) [-3.26656] 0.267301 (0.09653) [ 2.76916] -0.085071 (0.09654) [-0.88123] 0.197177 (0.10160) [ 1.94074] 0.082782 (0.10652) [ 0.77712] -0.007823 (0.01409) [-0.55527] 0.761930 0.542173 0.038548 0.027227 3.467152 254.1708 -4.062788 -2.794066 0.017823 0.040239

0.523826 -0.029118 -0.062729 (0.57641) (0.02213) (0.12662) [ 0.90877] [-1.31582] [-0.49542] 0.603533 -0.008576 -0.019010 (0.60119) (0.02308) (0.13206) [ 1.00390] [-0.37159] [-0.14395] 0.383978 -0.023518 -0.128113 (0.60124) (0.02308) (0.13207) [ 0.63864] [-1.01887] [-0.97003] -1.036939 -0.024082 -0.163950 (0.63277) (0.02429) (0.13900) [-1.63873] [-0.99133] [-1.17951] 1.239361 0.003878 -0.220220 (0.66344) (0.02547) (0.14574) [ 1.86807] [ 0.15227] [-1.51109] 0.072811 0.011389 0.013362 (0.08775) (0.00337) (0.01928) [ 0.82977] [ 3.38076] [ 0.69320] 0.599998 0.582947 0.619505 0.230765 0.197976 0.268279 1.495277 0.002204 0.072151 0.169574 0.006510 0.037249 1.624985 1.514261 1.763837 69.43406 398.6873 222.5148 -0.404635 -6.924502 -3.435936 0.864087 -5.655780 -2.167215 0.030303 0.010035 0.003673 0.193344 0.007269 0.043546

1.36E-28 6.70E-31 2362.130 -39.01247 -28.86269

Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion