Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố tác động đến giá chứng khoán tại Việt Nam

ƢỜ Ọ



HUỲNH THỦY TIÊN

CÁC Y U TỐ QUY Ị N

GIÁ CHỨNG KHOÁN T I VIỆT NAM

LUẬ Ă SĨ

TP. H Ch Minh – Năm 2018

ƢỜ Ọ



HUỲNH THỦY TIÊN

CÁC Y U TỐ QUY Ị N

GIÁ CHỨNG KHOÁN T I VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính–Ngân hàng

Mã số: 8340201

LUẬ Ă SĨ T

NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS. Ị THU HỒNG

TP H Ch Minh – Năm 2018

LỜ A A

Tôi xin cam đoan bài luận văn thạc sĩ với chủ đề “ Y U TỐ QUY T

Ị N GIÁ CHỨNG KHOÁN T I VIỆT NAM” là công trình nghiên cứu

khoa học độc lập của riêng tôi theo sự hƣớng dẫn của TS Đinh Thị Thu H ng. Các số

liệu, kết quả nêu trong luận văn là trung thực, có ngu n gốc rõ ràng và chƣa từng đƣợc

ai công bố trong bất kỳ công trình nào khác.

Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về nội dung và tính trung thực của luận văn

này.

TP. H Chí Minh, ngày tháng năm 2018

Huỳnh Thủy Tiên

M C L C

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC HÌNH

TÓM TẮT

CHƢƠNG 1 MỞ ĐẦU ........................................................................................................... 1

1 1 Đặt vấn đề........................................................................................................................ 1

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

1.3 Câu hỏi nghiên cứu ........................................................................................................ 3

1 4 Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu ................................................................................ 3

1 5 Phƣơng pháp nghiên cứu ............................................................................................... 4

1.6 Kết cấu luận văn ............................................................................................................. 4

CHƢƠNG 2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 6

2.1 Tổng quan lý thuyết ....................................................................................................... 6

2.1.1. Giả thuyết thị trƣờng hiệu quả .............................................................................. 6

2.1.2. Mô hình chiết khấu cổ tức ..................................................................................... 7

2 1 3 Mô hình định giá tài sản vốn................................................................................. 9

2.1.4. Lý thuyết giá chênh lệch...................................................................................... 10

2.2 Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm.................................................................... 11

2.2.1 Lãi suất và giá chứng khoán................................................................................. 11

2.2.2 Chỉ số sản xuất công nghiệp và giá chứng khoán.............................................. 14

2.2.3 Xuất khẩu, nhập khẩu và giá chứng khoán ........................................................ 17

2.2.4 Tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán .................................................................... 19

2.4.5 Giá dầu thô thế giới và giá chứng khoán ............................................................ 22

CHƢƠNG 3 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU......... 29

3.1. Dữ liệu nghiên cứu ...................................................................................................... 29

3.1.1. Biến phụ thuộc ...................................................................................................... 29

3.1.2. Biến giải thích ....................................................................................................... 30

3.1.2.1. Lãi suất (DR).................................................................................................. 30

3.1.2.2. Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) ............................................................... 30

3.1.2.3. Xuất khẩu (EX) .............................................................................................. 30

3.1.2.4. Nhập khẩu (IM) ............................................................................................. 30

3.1.2.5. Tỷ giá (NEER) ............................................................................................... 31

3.1.2.6. Giá dầu thô thế giới (OIL) ............................................................................ 31

3.1.3. Thống kê mô tả và kỳ vọng dấu của các biến ................................................... 31

3 2 Phƣơng pháp nghiên c ứu ............................................................................................ 34

3 2 1 Phƣơng pháp tự h i quy phân phối trễ ARDL .................................................. 35

3.2.2. Tính ổn định, tính dừng cùng kiểm định chẩn đoán ........................................ 38

3.2.3. Kiểm định nhân quả Granger .............................................................................. 39

CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ ....................................................................................................... 40

4.1. Kiểm định tính dừng ................................................................................................... 40

4.2. Kiểm định đ ng liên kết ............................................................................................. 42

4.3. Kết quả h i quy mô hình ARDL ............................................................................... 44

4.3.1. Kết quả dài hạn ..................................................................................................... 44

4.3.2. Kết quả ngắn hạn .................................................................................................. 47

4.4. Kiểm định chẩn đoán .................................................................................................. 50

4.5. Kiểm định nhân quả Granger..................................................................................... 51

CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ CÁC ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH .................................... 54

5.1. Kết luận của bài nghiên cứu....................................................................................... 54

5 2 Các đề xuất chính sách ............................................................................................... 54

5.3. Hạn chế của đề tài và hƣớng nghiên cứu tiếp theo ................................................. 55

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH M C TỪ VI T TẮT

Thuật ngữ Viết đầy đủ tiếng Anh Viết đầy đủ tiếng Việt

Tự h i quy phân phối trễ ARDL

Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á ASEAN Autoregressive Distributed Lag Association of Southeast Asian Nations

BRIC Brazil, Russia, India and China Vƣơng Quốc Anh, Nga, Ấn Độ, Trung Quốc

CAPM Capital Asset Pricing Model Mô hình định giá tài sản vốn

Consumer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng CPI

Dividend Discount Model Mô chiết khấu cổ tức DDM

Foreign Exchange Rate Tỷ số giá hối đoái EX

HOSE Ho Chi Minh Stock Exchange Sàn chứng khoán thành phố H Ch Minh

GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội

Gross National Product Tổng sản phẩm quốc gia GNP

International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế IMF

IPI Industrial Production Index Chỉ số sản xuất công nghiệp

TTCK Stock market Thị trƣờng chứng khoán

VAR Vector Auto-regression Tự h i quy vector

Vietnam’s Stock Index Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam VNI

DANH M C BẢNG BIỂU

Bảng 2.1 Tắt tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đến thị trƣờng chứng khoán ....... 27

Bảng 3.1 .Thống kê mô tả. .................................................................................................... 33

Bảng 3.2 Kỳ vọng dấu của các biến giải thích.................................................................... 34

Bảng 4.1 Kiểm định tính dừng.............................................................................................. 40

Bảng 4.2 Kiểm định đƣờng bao. ........................................................................................... 43

Bảng 4.3 Kết quả ƣớc lƣợng dài hạn của mô hình ARDL(5,5,2,5,6,6,2) với biến phụ

thuộc là LnSP. ......................................................................................................................... 44

Bảng 4.4 Kết quả ƣớc lƣợng ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆LnSP ............................ 48

Bảng 4.5 Kiểm định chẩn đoán ............................................................................................ 51

Bảng 4.6 Kiểm định nhân quả Granger ............................................................................... 52

DANH M C HÌNH

Hình 3.1. Xu hƣớng các biến số ........................................................................................... 32

Hình 4.1 20 mô hình ARDL có giá trị tiêu chuẩn AIC thấp nhất..................................... 43

Hình 4.2 Kết quả kiểm định tính ổn định của hệ số ƣớc lƣợng ........................................ 50

TÓM TẮT

Nội dung tóm tắt:

Nghiên cứu tiến hành đánh giá tác động của các nhân tố vĩ mô g m giá chứng

khoán, lãi suất, xuất khẩu, nhập khẩu, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái danh

nghĩa đa phƣơng và giá dầu đến thị trƣờng chứng khoán Việt Nam thông qua phƣơng

pháp ARDL. Dữ liệu đƣợc lấy theo tháng trong giai đoạn tháng 1/2008 đến tháng

1/2018. Nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đ ng liên kết dài hạn giữa các

biến số. Bên cạnh đó, thông qua phƣơng pháp kiểm định nhân quả Granger truyền

thống, bài nghiên cứu tìm đƣợc mối quan hệ hai chiều giữa lãi suất và giá chứng

khoán, mối quan hệ một chiều từ xuất khẩu, tỷ giá hối đoái và giá dầu đến giá chứng

khoán.

Trong dài hạn, lãi suất và xuất khẩu có tác động nghịch biến đến chỉ số giá chứng

khoán Việt Nam; chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá và giá dầu có tác động đ ng biến

lên giá chứng khoán. Tuy nhiên, hệ số của biến nhập khẩu không có ý nghĩa thống kê.

Do đó, tác giả chƣa thể kết luận về vai trò của nhập khẩu trong thị trƣờng chứng khoán

Việt Nam. Trong ngắn hạn, tác động của các biến số trên lại đảo ngƣợc hoặc không

nhất quán, tùy thuộc vào độ trễ tác động. Ngoài ra, các kiểm định chẩn đoán đƣợc thực

hiện nhằm đảm bảo tính phù hợp của mô hình, tính ổn định của các hệ số ƣớc lƣợng.

Từ khóa: Giá chứng khoán, biến số vĩ mô, ARDL.

ƢƠ 1. MỞ ẦU

1.1 ặt vấn đề

Thị trƣờng chứng khoán là một bộ phận quan trọng của thị trƣờng tài chính thế

giới. Giá cả của thị trƣờng chứng khoán là một tín hiệu dự báo hiệu quả về tình trạng

tƣơng lai của nền kinh tế và tài chính của một quốc gia (Hamrita & Trifi, 2011). Trên

khắp thế giới, các nhà kinh tế học vĩ mô, các nhà kinh tế học và các nhà đầu tƣ tham

gia vào thị trƣờng tài chính sử dụng chỉ số giá chứng khoán để có đƣợc thông tin về xu

hƣớng của nền kinh tế, mô tả về thị trƣờng chứng khoán và so sánh lợi nhuận của các

khoản đầu tƣ cụ thể (Hautcoeur, 2011) Nhƣ vậy, thị trƣờng chứng khoán không chỉ

đóng vai trò nhƣ một kênh quan trọng để huy động vốn cho nền kinh tế, mà thông qua

thị trƣờng chứng khoán, các nhà nghiên cứu, các nhà làm chính sách và các thành phần

tham gia thị trƣờng có thể rút ra đƣợc các thông tin cần thiết để dự báo, điều chỉnh

chính sách và xây dựng các danh mục đầu tƣ hiệu quả.

Tuy đóng vai trò quan trọng đối với nền kinh tế, thị trƣờng chứng khoán cũng

tiềm ẩn các rủi ro. Cuộc khủng hoảng tài ch nh Châu Á năm 1997 - 1998 mà bắt đầu tại

Thái Lan và cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2007 - 2008 là một ví dụ điển

hình, khi mà các thị trƣờng chứng khoán bị sụp đổ, giá chứng khoán bị biến động mạnh

và hàng loạt công ty bị thất bại nặng nề hay phá sản Điều này dẫn tới sự sụt giảm tốc

độ phát triển của nền kinh tế thế giới. Chính vì tầm quan trọng kể trên, việc tìm hiểu

các nhân tố vĩ mô ảnh hƣởng đến sự biến động của thị trƣờng chứng khoán luôn là vấn

đề đƣợc quan tâm của nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới (Chen và cộng sự, 1986;

Fama and French, 1989; Hsing, 2011; Kuwornu, 2012; Zakaria and Shamsuddin, 2012;

Gupta và Modise, 2013; Ikoku và Husseini, 2013; Iqbal và cộng sự, 2012).

Tại Việt Nam, kể từ năm 2008, thị trƣờng chứng khoán cho thấy một sự phát triển

nhanh chóng và bùng nổ. Tuy phát triển nhanh và có những tiến bộ đáng kể, thị trƣờng

chứng khoán Việt Nam vẫn đƣợc nhận định còn non trẻ và t n tại nhiều yếu kém (IMF,

2010). Do vậy, việc tìm hiểu các nhân tố ảnh hƣởng đến sự biến động của thị trƣờng

chứng khoán Việt Nam là hết sức cần thiết. Trên thực tế, đã có nhiều bài nghiên cứu

trƣớc đây tìm hiểu các yếu tố dẫn tới sự biến động trong giá hay lợi nhuận của thị

trƣờng chứng khoán tại Việt Nam (Nguyễn Thu Thủy, 2016; Phan Đình Nguyên và

Tống Trang Châu, 2013; Husainey và Le, 2009; Trƣơng Đông Lộc, 2014).

Tuy nhiên, do sự khác biệt trong việc lựa chọn khoảng thời gian nghiên cứu,

phƣơng pháp nghiên cứu và nhận định của các tác giả mà kết quả của các nghiên cứu

này còn trộn lẫn và chƣa có một thống nhất rõ ràng. Tuy vậy, mỗi nghiên cứu về các

nhân tố tác động tới giá chứng khoán hay thị trƣờng chứng khoán tại Việt Nam vẫn

mang lại ý nghĩa hết sức quan trọng đối với các nhà đầu tƣ, các nhà hoạch định chính

sách lẫn các chuyên gia tài chính. Bởi vì thông qua các nghiên cứu này, các nhà tham

gia thị trƣờng có một hiểu biết tốt hơn về sự dịch chuyển của thị trƣờng chứng khoán

và các nghiên nhân gây ra sự dịch chuyển đó. Ngoài ra, đối với các nghiên cứu tiến

hành kiểm tra các nhân tố ảnh hƣởng đến giá chứng khoán tại Việt Nam trƣớc đây,

chƣa có nhiều công trình áp dụng phƣơng pháp tiếp cận tự h i quy phân phối trễ

(ARDL). Với các ƣu điểm của phƣơng pháp tiếp cận ARDL và tính thiết thực của đề

tài, cho thấy “CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN GIÁ CHỨNG KHOÁN TẠI VIỆT

NAM” là nội dung cần thiết phải nghiên cứu.

1.2 Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu của đề tài là nghiên cứu tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến giá

chứng khoán tại Việt Nam trong giai đoạn từ 01/2008 đến 01/2018. Các mục tiêu cụ

thể của đề tài nghiên cứu nhƣ sau:

- Xác định mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn giữa chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam (VN-Index) và các yếu tố kinh tế vĩ mô tại Việt Nam trong giai đoạn tháng

01/2008 đến tháng 01/2018.

- Tìm hiểu các mối quan hệ nhân quả giữa các biến số vĩ mô tới chỉ số giá chứng

khoán tại Việt Nam trong giai đoạn tháng 01/2008 đến tháng 01/2018.

1.3 Câu hỏi nghiên cứu

Bài nghiên cứu tập trung trả lời các câu hỏi nghiên cứu sau đây:

- Có t n tại hay không mối quan hệ trong dài hạn và ngắn hạn giữa chỉ số giá

chứng khoán Việt Nam (VN-Index) và các yếu tố kinh tế vĩ mô tại thị trƣờng chứng

khoán Việt Nam trong giai đoạn tháng 01/2008 đến tháng 01/2018?

- Mối quan hệ nhân quả giữa các biến số kinh tế vĩ mô với chỉ số giá chứng khoán

tại thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn tháng 01/2008 đến tháng 01/2018

nhƣ thế nào?

1.4 ối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Đối tƣợng nghiên cứu của đề tài là mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán Việt

Nam (VN-Index) và các biến số vĩ mô g m lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp, xuất

khẩu, nhập khẩu, tỷ giá hối đoái và giá dầu thô thế giới.

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng với giai đoạn nghiên cứu từ tháng

01/2008 đến tháng 01/2018.

Bộ dữ liệu g m chỉ số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) lấy từ ngu n Sở

giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE), lãi suất tiền gửi (DR) đƣợc thu thập từ

ngu n IMF, chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và tỷ giá danh nghĩa đa phƣơng (NEER)

đƣợc lấy từ ngu n Datastream, biến xuất khẩu (EX) và nhập khẩu (IM) thu thập từ

ngu n dữ liệu thống kê thƣơng mại của IMF (DOTS) và giá dầu thô thế giới (OIL)

đƣợc sử dụng là giá dầu thô Brent đƣợc thu thập từ ngu n dữ liệu FRED.

1.5 hƣơng pháp nghiên cứu

Để xác định mối liên kết ngắn hạn và dài giữa các biến số kinh tế với giá chứng

khoán tại Việt Nam tác giả sử dụng phƣơng pháp tiếp cận tự h i quy phân phối trễ mô

hình ARDL.

Kiểm tra tính dừng, tƣơng quan chuỗi và hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi, đ ng

thời kiểm tra tính ổn định của các tham số h i quy thông qua hai kiểm định là t ch lũy

phần dƣ (CUSUM) và tổng t ch lũy hiệu chỉnh của phần dƣ (CUSUMSQ)

Kiểm định nhân quả Granger thông thƣờng đƣợc sử dụng để tìm kiếm mối quan

hệ nhân quả giữa các biến số.

1.6 Kết cấu luận văn

Đề tài g m có năm phần và đƣợc trình bày theo kết cấu sau:

Chương một Mở đầu, nêu lên lý do cấp thiết cần phải thực hiện đề tài, mục tiêu

và câu hỏi nghiên cứu, đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu, phƣơng pháp nghiên cứu và

kết cấu đề tài.

Chương hai Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu trước đây, tác giả sẽ đƣa ra

các cơ sở lý thuyết nhằm xác định mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số

giá chứng khoán Đ ng thời, phần này tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm liên quan

đến đề tài đƣợc nghiên cứu tại Việt Nam và trên thế giới, nhằm làm cơ sở để nghiên

cứu.

Chương ba Dữ liệu nghiên cứu và phương pháp nghiên cứu, tác giả giới thiệu

về dữ liệu nghiên cứu, phƣơng pháp nghiên cứu của đề tài.

Chương bốn Kết quả, các kết quả nghiên cứu của đề tài đƣợc tác giả tóm tắt và

trình bày tại đây

Trong Chương năm Kết luận, tác giả tóm tắt các kết quả tìm đƣợc, đƣa ra các

hàm ý chính sách và hạn chế cùng hƣớng nghiên cứu tiếp theo của đề tài.

ƢƠ 2. TỔNG QUAN LÝ THUY T

VÀ CÁC NGHIÊN CỨU ƢỚ ÂY

2.1 Tổng quan lý thuyết

Trong số các khuôn khổ lý thuyết đã đƣợc xây dựng để giải thích biến động giá

cổ phiếu cũng nhƣ lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán, có ba lý thuyết nổi tiếng g m:

mô hình chiết khấu cổ tức (DDM) hoặc mô hình giá trị hiện tại (PVM), mô hình định

giá tài sản vốn (CAPM) và lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT).

2.1.1. Giả thuyết thị trƣờng hiệu quả

Nền tảng quan trọng đằng sau mô hình định giá tài sản vốn CAPM, lý thuyết kinh

doanh chênh lệch giá APT và các lý thuyết đầu tƣ khác là lý thuyết về thị trƣờng hiệu

quả. Theo Fama (1965), thị trƣờng hiệu quả là thị trƣờng mà tại đó giá cả của thị

trƣờng chứng khoán đi theo một bƣới đi ngẫu nhiên. Trong một nghiên cứu khác, thị

trƣờng đƣợc coi là hiệu quả khi tất cả các thông tin liên quan đến chứng khoán đƣợc

phản ánh một cách đầy đủ vào giá chứng khoán (Fama, 1970). Thị trƣờng chứng khoán

do đó đƣợc phân loại thành ba loại, g m thị trƣờng hiệu quả dạng yếu, thị trƣờng bán

hiệu quả và thị trƣờng hiệu quả dạng mạnh.

 Thị trƣờng hiệu quả dạng yếu: Giá cổ phiếu chỉ phản ánh thông tin trong

lịch sử. Lợi nhuận thặng dƣ không thể đạt đƣợc nhờ phân tích kỹ thuật

hoặc giá chứng khoán trong quá khứ.

 Thị trƣờng bán hiệu quả: Giá chứng khoán chỉ phản ánh thông tin đƣợc

công bố đại chúng. Lợi nhuận thặng dƣ không thể đạt đƣợc nhờ phân tích

cơ bản. Nói cách khác, nhà đầu tƣ không thể đƣợc mức lợi nhuận cao hơn

mức rủi ro mà họ phải gánh chịu.

 Thị trƣờng hiệu quả dạng mạnh: Giá chứng khoán phản ánh tất cả thông

tin có trên thị trƣờng, kể cả các thông tin nội bộ. Khi thị trƣờng đạt mức độ

hiệu quả dạng mạnh, tỷ suất sinh lợi thặng dƣ t khi đạt đƣợc kể cả khi sử

dụng các thông tin nội bộ.

Do đó, việc am hiểu một thị trƣờng có hiệu quả hay không và mức độ hiệu quả

của thị trƣờng nhƣ thế nào là bƣớc quan trọng để hiểu đƣợc hành vi của giá chứng

khoán.

2.1.2. Mô hình chiết khấu cổ tức

Fisher (1930) giới thiệu các khái niệm về tỷ suất sinh lợi nội bộ - một yếu tố quan

trọng cho sự phát triển của khung định giá chứng khoán hiện đại sau này. Định nghĩa

về giá trị nội tại sau đó đƣợc áp dụng đối với cổ phiếu phổ thông của John Burr

Williams (1938), có thể đƣợc trình bày toán học nhƣ sau:

) ∑ ( ( )

Với P biểu thị giá trị nội tại (hoặc giá trị hợp lý) của cổ phiếu phổ thông, biểu

thị cổ tức bằng tiền ƣớc tính trong khoảng thời gian t, và đại diện cho tỷ lệ chiết

khấu thích hợp (sau này đƣợc xác định nhƣ tỷ lệ lợi tức cần thiết) trong giai đoạn t. Mô

hình này thể hiện ý tƣởng cơ bản của mô hình chiết khấu cổ tức (DDM), cho rằng giá

chứng khoán hôm nay là hiện giá của tất cả các dòng tiền kỳ vọng nhận đƣợc trong

tƣơng lai

Hình thức đơn giản nhất của mô hình chiết khấu cổ tức là mô hình tăng trƣởng

Gordon, đƣợc phổ biến bởi Gordon (1962). Mô hình giả định rằng cổ tức của một công

ty tăng trƣởng với tốc độ cố định trong khoản thời gian định kỳ (thƣờng là trên một

hàng năm). Về mặt toán học, công thức đƣợc đƣa ra nhƣ sau:

( )

Với P đại diện cho giá trị nội tại của cổ phiếu phổ thông; đại diện cho cổ tức năm tiếp theo; R đƣợc yêu cầu tỷ lệ hoàn vốn đầu tƣ (còn gọi là tỷ lệ vốn hóa); và g

biểu thị cho tốc độ tăng trƣởng liên tục của cổ tức.

Mô hình Gordon đƣợc phát triển trên giả định rằng tỷ suất lợi nhuận yêu cầu của

các nhà đầu tƣ lớn hơn tốc độ tăng trƣởng cổ tức ( R > g) và rằng tốc độ tăng trƣởng cổ

tức không đổi qua các năm. Do đó, mô hình này phù hợp với các công ty có điều kiện

tăng trƣởng ổn định. Tuy nhiên, giả định về tốc độ tăng trƣởng cổ tức cố định là không

thực tế khi hầu hết các công ty có mức tăng trƣởng không ổn định về thu nhập và cổ

tức trong tƣơng lai. Do đó, Gordon (1962) phát triển mô hình cơ bản thành các mô hình

nhiều giai đoạn: mô hình hai giai đoạn và mô hình ba giai đoạn.

Mô hình cổ điển hai giai đoạn phù hợp cho các công ty dự kiến tốc độ phát triển

cao trong các năm đầu (giai đoạn tăng trƣởng nhanh chóng), trƣớc khi trở về tốc độ

tăng trƣởng ổn định (giai đoạn tăng trƣởng liên tục). Giá trị của một cổ phiếu đƣợc tính

toán theo công thức nhƣ sau:

∑ ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

Cổ tức đƣợc giả định tăng trƣởng với tốc độ (tỷ lệ ngắn hạn tăng trƣởng) trong

giai đoạn đầu tiên, và tăng trƣởng với tốc độ (tốc độ tăng trƣởng dài hạn hoặc tốc độ

tăng trƣởng vĩnh viễn) trong giai đoạn thứ hai.

Tuy nhiên, mô hình này có nhƣợc điểm là khó xác định đƣợc khoảng thời gian

mà công ty sẽ tăng trƣởng nhanh chóng và giả định về việc chuyển từ giai đoạn phát

triển nhanh sang giai đoạn phát triển ổn định không phù hợp với thực tế, khi mà tốc độ

tăng trƣởng thƣờng điều chỉnh dần về trạng thái ổn định, chứ không chuyển dịch ngay

lập tức về tốc độ phát triển ổn định.

Một mô hình phù hợp với các công ty có nhiều giai đoạn phát triển là mô hình

tăng trƣởng ba giai đoạn Công ty đƣợc giả định có ba giai đoạn phát triển nhƣ sau:

tăng trƣởng nhanh chóng trong giai đoạn đầu, tăng trƣởng chậm trong giai đoạn thứ hai

và phát triển chậm và ổn định trong dài hạn. Tuy nhiên, hạn chế của mô hình này nằm

ở việc đòi hỏi thông tin đầu vào để tính toán nhiều, bao g m tỷ suất sinh lợi đòi hỏi, tốc

độ phát triển trong từng giai đoạn và thời gian của từng giai đoạn phát triển.

Tóm lại, mô hình chiết khấu cổ tức là một phƣơng pháp quan trọng trong định giá

cổ phiếu. Tuy nhiên, việc sử dụng mô hình chiết khấu cổ tức để áp dụng trong các

nghiên cứu thực nghiệm có nhiều hạn chế, do mô hình có nhiều giả định không phù

hợp với thực tế Đ ng thời, việc ƣớc tính sai lệch tốc độ tăng trƣởng của công ty trong

tƣơng lai và tỷ suất sinh lợi đòi hỏi của nhà đầu tƣ cũng dẫn đến tính toán giá trị nội tại

của chứng khoán không chính xác. Do vậy, nhiều kỹ thuật đƣợc xây dựng nhằm ƣớc

t nh ch nh xác hơn tỷ suất sinh lợi đòi hỏi của nhà đầu tƣ, qua đó t nh toán ch nh hơn

giá trị của chứng khoán. Các kỹ thuật này bao g m mô hình định giá tài sản vốn

(CAPM) và lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT).

2.1.3. Mô hình định giá tài sản vốn

Mô hình định giá tài sản vốn (CAPM) dùng để tính toán tỷ suất sinh lợi đòi hỏi

của nhà đầu tƣ Brigham và Gapenski (1996) sử dụng đƣờng thị trƣờng chứng khoán

(SML) để chỉ ra các yếu tố quyết định tỷ suất sinh lợi đòi hỏi đối với một chứng khoán

cụ thể. Cụ thể, tỷ suất sinh lợi đòi hỏi của một chứng khoán có thể đƣợc tính bằng tỷ

suất sinh lợi phi rủi ro cộng với phần bù thị trƣờng Đƣờng tỷ suất sinh lợi thị trƣờng

minh họa cho lý thuyết định giá tài sản vốn (Lintner, 1965) Theo đó, tài sản nằm trong

danh mục đa dạng hóa đầu tƣ chỉ chứa đựng rủi ro hệ thống, do rủi ro phi hệ thống đã

bị loại bỏ nhờ đa dạng hóa danh mục đầu tƣ Phƣơng trình Sharpe - Lintner CAPM

đƣợc xây dựng nhƣ sau:

( ) [ ( ) ]

Để đo lƣờng lợi nhuận dự kiến của tài sản ( ), công thức CAPM dùng tỷ suất sinh lợi của một tài sản phi rủi ro là , tỷ lệ sinh lợi dự kiến của danh mục đầu tƣ thị

trƣờng , và chỉ số rủi ro hệ thống của thị trƣờng tài sản .

Nói tóm lại, mô hình CAPM cho rằng là biến độc lập duy nhất có thể giải thích

cho tỷ suất sinh lợi của chứng khoán. Tuy nhiên, do chỉ dựa trên các giả thuyết đơn

giản, mô hình định giá tài sản vốn không phải là một mô hình hoàn hảo để đo lƣờng tỷ

suất sinh lợi của một chứng khoán.

2.1.4. Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá

Mô hình CAPM cho thấy các khuyết điểm khi tính toán tỷ suất sinh lợi của chứng

khoán, do cho rằng chỉ có rủi ro hệ thống ảnh hƣởng đến tỷ suất sinh lợi của chứng

khoán. Do đó, hợp lý khi cho rằng có nhiều hơn một yếu tố tác động đến tỷ suất sinh

lợi của chứng khoán. Một mô hình khác đƣợc xây dựng thay thế cho mô hình định giá

tài sản vốn là lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT) đƣợc đƣa ra bởi Ross (1976),

còn đƣợc gọi là mô hình định giá đa nhân tố. Mô hình này cũng thể hiện mối quan hệ

giữa rủi ro và lợi nhuận trong định giá tài sản. Phƣơng trình của APT có thể đƣợc biểu

diễn dƣới dạng:

( ) ∑

Với ( ) là lợi nhuận kỳ vọng của tài sản i; là tỷ lệ rủi ro lợi nhuận; là độ

nhạy của chứng khoán đối với nhân tố n; là phần bù rủi ro.

Theo lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá bởi Ross (1976), nhiều công trình

nghiên cứu đã đƣợc tiến hành bằng cách đƣa vào các biến kinh tế vĩ mô nhằm ƣớc tính

sự thay đổi trong tỷ suất sinh lợi của chứng khoán. Các nghiên cứu tiêu biểu có thể

đƣợc kể đến nhƣ của Chen và cộng sự (1986), Shanken và Weinstein (2006), Rjoub,

Tursoy và Gunsel (2009). Dựa theo cơ sở lý luận của lý thuyết kinh doanh chênh lệch

giá và các bài nghiên cứu của Bellalah và cộng sự (2012), Narayan và Narayan (2010),

tác giả đƣa các biến đại diện cho hoạt động của nền kinh tế vĩ mô tại Việt Nam g m lãi

suất, xuất khẩu, nhập khẩu, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái và giá dầu thô

thế giới nhằm đánh giá sự ảnh hƣởng của các những nhân tố này đến giá chứng khoán

tại Việt Nam.

2.2 Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm

2.2.1 Lãi suất và giá chứng khoán

Có nhiều nghiên cứu trƣớc đây về tính ổn định và mối quan hệ của lãi suất và giá

cả thị trƣờng chứng khoán. Tuy nhiên, nhiều kết quả khác nhau về mối quan hệ của lãi

suất và giá chứng khoán đƣợc tìm thấy giữa các nghiên cứu khác nhau, tại các quốc gia

khác nhau và bằng các phƣơng pháp nghiên cứu khác nhau.

Một số nghiên cứu cho rằng lãi suất là một trong những yếu tố quan trọng nhất

giải thích cho sự biến động của lợi nhuận chứng khoán hay nói cách khác là giá chứng

khoán (Modigliani và Cohn, 1979; Ozlen và Ergun, 2012; Tangjitprom, 2012). Mối

quan hệ nghịch biến giữa lãi suất và giá chứng khoán đã đƣợc chỉ ra trong nhiều nghiên

cứu trƣớc đây (Alam và Uddin, 2009; Hsing, 2011; Kuwornu và Victor, 2011; Gjerde

và Sættem, 1999; Wongbangpo và Sharma, 2002; Paul và Mallik, 2003; Nasseh và

Strauss, 2004; McMilan, 2005; Puah và Jayaraman, 2007; Reilly và cộng sự, 2007).

Với việc lấy dữ liệu theo tháng từ tháng 01/1988 đến tháng 03/2003 tại mƣời lăm

quốc gia phát triển và đang phát triển trên thế giới g m Australia, Bangladesh, Canada,

Chile, Colombia, Đức, Ý, Jamaica, Nhật Bản, Malaysia, Mexico, Philippines, Nam Phi,

Tây Ban Nha và Venezuela. Alam và Uddin (2009) áp dụng phƣơng pháp chuỗi thời

gian và mô hình h i quy bảng để tìm ra mối liên quan giữa thị trƣờng chứng khoán và

lãi suất. Cả hai phƣơng pháp h i quy chuỗi thời gian và h i quy bảng đều cho kết quả

về một mối quan hệ nghịch biến giữa lãi suất và giá chứng khoán. Ngoài việc kiểm tra

tính hiệu quả của thị trƣờng chứng khoán mƣời lăm quốc gia trên, nghiên cứu chỉ ra

mối quan hệ giữa lãi suất và giá chứng khoán tại từng quốc gia cụ thể. Tại Malaysia,

tác giả không thấy có bằng chứng về mối quan hệ giữa lãi suất và giá chứng khoán,

nhƣng sự thay đổi trong lãi suất lại có tƣơng quan nghịch biến với giá chứng khoán.Tại

Nhật Bản, giá chứng khoán có quan hệ đ ng biến với lãi suất, nhƣng sự thay đổi trong

lãi suất lại có tác động nghịch biến đến sự thay đổi của giá chứng khoán. Bốn quốc gia

nhƣ Bangladesh, Colombia, Ý và Nam Châu Phi cho thấy mối quan hệ tiêu cực đối với

cả lãi suất với giá cổ phiếu và thay đổi lãi suất với những thay đổi của giá cổ phiếu.

Tám quốc gia nhƣ Úc, Canada, Chile, Đức, Jamaica, Mexico, Tây Ban Nha và

Venezuela có mối quan hệ tiêu cực đáng kể giữa lãi suất và giá cổ phiếu nhƣng không

có mối quan hệ giữa thay đổi lãi suất và thay đổi giá cổ phiếu. Vì vậy, ngoại trừ

Philippines tất cả các quốc gia khác cho thấy mối quan hệ tiêu cực đáng kể của lãi suất

với giá cổ phiếu hoặc thay đổi lãi suất với những thay đổi của giá cổ phiếu hoặc cả hai.

Hsing (2011) ứng dụng mô hình GARCH đánh giá ảnh hƣởng của tám yếu tố

kinh tế vĩ mô đến giá chứng khoán trên thị trƣờng chứng khoán Bulgari, dựa trên một

tập hợp dữ liệu đƣợc thu thập từ quý IV năm 2000 đến quý III 2010. Bài nghiên cứu ba

biến g m GDP thực, cung tiền M2 trên GDP và chỉ số thị trƣờng chứng khoán Mỹ có

tác động tích cực đến lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán Bulgari Trong khi đó, các yếu

tố khác nhƣ lãi suất thực, tỷ giá hối đoái BGN/GDP, tỷ lệ lạm phát kỳ vọng và lợi suất

trái phiếu chính phủ khu vực Euro có tác động nghịch biến đến lợi nhuận thị trƣờng

chứng khoán.

Kuwornu và Victor (2011) sử dụng phƣơng pháp giá trị hợp lý để điều tra sự ảnh

hƣởng của các biến số vĩ mô g m chỉ số giá tiêu dùng (đại diện cho tỷ lệ lạm phát), giá

dầu thô, tỷ giá hối đoái và lãi suất tín phiếu kho bạc thời hạn 91 ngày (đại diện cho lãi

suất) trên thị trƣờng chứng khoán Ghana, trong khoảng thời gian giữa tháng 01/1992

và 12/ 2008. Qua bài nghiên cứu, tác giả chỉ ra rằng giá dầu thô không có ảnh hƣởng

đến lợi nhuận chứng khoán của thị trƣờng chứng khoán Ghana. Tuy nhiên, tác giả cũng

đã chứng minh đƣợc rằng lợi nhuận chứng khoán tại nƣớc này lại bị tác động cùng

chiều bởi chỉ số giá tiêu dùng, trong khi hai yếu tố kinh tế vĩ mô khác, tỷ giá hối đoái

và lãi suất lại có mối quan hệ nghịch biến đến lợi nhuận chứng khoán.

Kuwornu (2012), bằng cách sử dụng kiểm định đ ng kết hợp đa biến để tìm mối

quan hệ ngắn hạn và dài hạn của bốn yếu tố vĩ mô và lợi nhuận thị trƣờng chứng

khoán. Trong bài nghiên cứu này, chỉ có lãi suất và tỷ lệ lạm phát đƣợc phát hiện ra

rằng có ảnh hƣởng đến lợi nhuận chứng khoán trong ngắn hạn. Còn trong dài hạn, tất

cả các yếu tố vĩ mô g m tỷ lệ lạm phát, giá dầu thô, lãi suất và tỷ giá hối đoái đều là có

ảnh hƣởng đáng kể đến lợi nhuận chứng khoán. Các nhân tố nhƣ lãi suất, tỷ lệ lạm

phát, tỷ giá hối đoái có tác động tích cực lên giá chứng khoán trong khi giá dầu thô có

tác động tiêu cực lên giá chứng khoán.

Tuy nhiên, bên cạnh đó cũng có không t các nghiên cứu chỉ ra bằng chứng về

mối quan hệ đ ng biến giữa lãi suất và giá cổ phiếu (Barsky, 1989), trong khi một số

nghiên cứu khác không tìm đƣợc một mối quan hệ rõ ràng giữa lãi suất và giá chứng

khoán (Ado & Sunzuoye năm 2013; Kirui, Wawire & Onono năm 2014; Ouma &

Muriu, 2014). Erdem và cộng sự ( 2005) phát hiện ra rằng lãi suất và sự thay đổi trong

giá chứng khoán dịch chuyển theo cùng một hƣớng, củng cố các phát hiện trƣớc đây

của Wongbangpo và Sharma (2002) cho Indonesia và Malaysia dài hạn.

Ado và Sunzuoye (2013) không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ nghịch biến

giữa lãi suất tín phiếu kho bạc, lãi suất cho vay và lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán ở

Ghana.

Tƣơng tự nhƣ vậy, Ouma và Muriu (2014) bằng phƣơng pháp h i quy đa biến,

khi tiến hành nghiên cứu ảnh hƣởng của lãi suất, tỷ lệ lạm phát và tỷ giá hối đoái đến

thị trƣờng chứng khoán ở Kenya. Các tác giả kết luận rằng lãi suất không có ảnh hƣởng

đáng kể đến lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán.

Kirui, Wawire và Onono (2014) đã sử dụng một mô hình h i quy đa biến để

nghiên cứu ảnh hƣởng lãi suất và tỷ lệ lạm phát đến lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán

Kenya. Tác giả tìm ra kết quả nghiên cứu tƣơng tự rằng hai biến số vĩ mô là lãi suất và

tỷ lệ lạm phát, không ảnh hƣởng đến thị trƣờng chứng khoán ở Kenya. Những phát

hiện này dƣờng nhƣ cho thấy rằng lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán ở Kenya không

nhạy cảm với rủi ro lãi suất Điều này cho thấy thị trƣờng chứng khoán Kenya phản

ánh một cách hiệu quả và ngay lập tức thông tin từ thị trƣờng lãi suất và do đó làm gia

tăng t nh hiệu quả của thị trƣờng chứng khoán.

2.2.2 Chỉ số sản xuất công nghiệp và giá chứng khoán

Chỉ số sản xuất công nghiệp và giá chứng khoán đƣợc kỳ vọng có tƣơng quan

thuận và một sự tăng trong chỉ số sản xuất công nghiệp sẽ dẫn đến một sự tăng trƣởng

trong thị trƣờng chứng khoán và làm tăng lợi nhuận từ thị trƣờng chứng khoán. Có

nhiều nghiên cứu tại Việt Nam và trên thế giới đã đƣa ra kết luận về mối quan hệ của

chỉ số sản xuất công nghiệp và giá chứng khoán.

McMillan (2005) nghiên cứu về mối quan hệ trong dài hạn giữa chỉ số thị trƣờng

chứng khoán với hai biến số của nền kinh tế vĩ mô g m: sản lƣợng đầu ra hay chỉ số

sản xuất công nghiệp của nền kinh tế và lãi suất. Với dữ liệu nghiên cứu đƣợc lấy từ

giá cổ phiếu Mỹ (chỉ số S&P 500) và hai biến kinh tế vĩ mô, cụ thể là sản xuất công

nghiệp và lãi suất ngắn hạn (3 tháng), sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn

1970–2000. Kết quả cho thấy rằng sản xuất công nghiệp có tác động tích cực đến giá

cổ phiếu (do tác động lên dòng tiền của nền kinh tế trong tƣơng lai), trong khi, lãi suất

có tác động tiêu cực đến giá cổ phiếu (do các nhà đầu tƣ lựa chọn các kênh đầu tƣ sinh

lãi khác thay vì chứng khoán khi lãi suất tăng) Tuy nhiên, bài nghiên cứu cũng chỉ ra

rằng có sự t n tại của sự biến động trong kết quả nghiên cứu khi áp dụng các khoảng

thời gian nghiên cứu khác nhau.

Nghiên cứu của Nasseh and Strauss (2000) củng cố quan điểm về mối quan hệ

trong dài hạn giữa giá cổ phiếu và hoạt động kinh tế trong nƣớc và quốc tế, tại sáu nền

kinh tế châu Âu, g m Pháp, Đức, Ý, Hà Lan, Thụy Sĩ và Vƣơng quốc Anh. Các phép

kiểm tra đ ng kết hợp Johansen chứng minh rằng giá cổ phiếu có mối liên quan chặt

chẽ với sản xuất công nghiệp, lãi suất ngắn hạn và trong dài hạn, cũng nhƣ giá cổ phiếu

nƣớc ngoài Phƣơng pháp phân tách phƣơng sai giúp giải thích sự đóng góp của các

biến kinh tế vĩ mô vào phƣơng sai dự báo của giá cổ phiếu.

Tại thị trƣờng Việt Nam, Hussainey và Le (2009) đã tiến hành bài nghiên cứu

nhằm tìm ra mối liên hệ giữa hai biến số kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn (sản xuất công

nghiệp và lãi suất) và giá chứng khoán tại thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, trong

giai đoạn từ tháng 01/2001 đến tháng 04/ 2008. Áp dụng mô hình h i quy cho các biến

trong nƣớc, và cả hai biến trong nƣớc và quốc tế riêng lẻ, nghiên cứu tìm ra ba phát

hiện đáng chú ý Kết quả đầu tiên cho thấy sản xuất công nghiệp có thể dẫn đến những

thay đổi về giá cổ phiếu. Phát hiện thứ hai cho thấy sự ảnh hƣởng của lãi suất (cả dài

hạn và ngắn hạn) có thể tác động đến giá cổ phiếu theo nhiều hƣớng khác nhau. Ngoài

ra, tác giả còn chứng minh đƣợc giá chứng khoán Việt Nam chịu tác động mạnh từ

hoạt động sản xuất của thị trƣờng Mỹ nhiều hơn là bị ảnh hƣởng từ thị trƣờng tiền tệ

Mỹ.

Sohail và Hussain (2009) nghiên cứu mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn của

sàn chứng khoán Lahore và các biến số kinh tế vĩ mô tại Pakistan. Dữ liệu của bài

nghiên cứu đƣợc lấy theo tháng từ tháng 12/2002 đến tháng 06/2008. Hai mối quan hệ

dài hạn đã đƣợc tìm thấy giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số chứng khoán Lohore.

Trong dài hạn, lạm phát có mối quan hệ nghịch chiều đến giá cổ phiếu trong khi chỉ số

sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái thực, cung tiền và lợi nhuận chứng khoán có mối

quan hệ cùng chiều. Tuy nhiên, lãi suất tín phiếu kho bạc thời hạn ba tháng cho thấy

tác động cùng chiều, không đáng kể, đối với lợi nhuận chứng khoán trong dài hạn.

Nghiên cứu đề xuất rằng, các nhà quản lý tiền tệ nên áp dụng các biện pháp kiểm soát

tiền tệ thích hợp để kiểm soát lạm phát, từ đó làm giảm đƣợc sự biến động của thị

trƣờng chứng khoán. Sự gia tăng sản xuất công nghiệp có thể đóng vai trò t ch cực

đáng kể trong sự phát triển của thị trƣờng vốn của Pakistan Do đó, các nhà chức trách

nên xây dựng một chính sách hỗ trợ giá cổ phiếu thông qua việc thúc đẩy sản xuất công

nghiệp. Ủy ban cạnh tranh nên theo dõi chặt chẽ về hoạt động của thị trƣờng chứng

khoán.

Mahmood và Dinniah (2009) nghiên cứu mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và các

biến kinh tế vĩ mô nhƣ là tỷ lệ lạm phát, chỉ số sản xuất công nghiệp và tỷ giá hối đoái,

chỉ số giá tiêu dùng ở sáu quốc gia châu Á - Thái Bình Dƣơng, g m Malaysia, Hàn

Quốc, Thái Lan, H ng Kông, Nhật Bản và Úc. Dữ liệu hàng tháng về chỉ số giá cổ

phiếu, tỷ giá hối đoái, chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số sản xuất công nghiệp kéo dài từ

tháng 01/1993 đến tháng 12/2002 đƣợc sử dụng. Tác giả tập trung phân tích mối quan

hệ cân bằng trong dài hạn và mối quan hệ nhân quả đa biến giữa các biến này. Kết quả

cho thấy mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến chỉ t n tại ở bốn quốc gia, bao

g m Nhật Bản, Hàn Quốc, H ng Kông và Úc Đối với mối quan hệ trong ngắn hạn, tất

cả các quốc gia ngoại trừ H ng Kông và Thái Lan đều cho thấy một số ý nghĩa Tại

H ng Kông, chỉ có biến tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu có mối quan hệ, trong khi Thái

Lan cho thấy mối quan hệ đáng chú ý giữa sản lƣợng và giá cổ phiếu. Việc nghiên cứu

quan hệ giữa các biến kinh tế và hành vi thị trƣờng chứng khoán cho phép các nhà đầu

tƣ - cả trong và ngoài nƣớc đƣa ra quyết định đầu tƣ hiệu quả Đ ng thời, đối với các

nhà hoạch định chính sách, việc dự đoán ch nh xác về mối quan hệ này có thể giúp các

cơ quan ch nh phủ thiết kế các chính sách phù hợp nhằm khuyến khích dòng vốn chảy

vào thị trƣờng.

Humpe và Macmillan (2009) kiểm tra mối quan hệ giữa giá chứng khoán và các

biến số kinh tế vĩ mô trong dài hạn. Tác giả sử dụng kiểm định đ ng kết hợp để phân

tích mối quan hệ trong dài hạn giữa sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung

tiền, lãi suất dài hạn và giá cổ phiếu ở Mỹ và Nhật Bản. Kết quả nghiên cứu tại thị

trƣờng chứng khoán Mỹ cho thấy giữa giá chứng khoán và chỉ số sản xuất công nghiệp

t n tại một mối quan hệ đ ng biến, trong khi đó giữa giá chứng khoán và hai biến số

kinh tế vĩ mô khác g m chỉ số giá tiêu dùng và lãi suất t n tại mối quan hệ nghịch biến.

Giữa cung tiền và giá chứng khoán tại Mỹ có mối quan hệ đ ng biến tuy không đáng

kể. Tại Nhật Bản, kết quả nghiên cứu cho thấy giá chứng khoán có mối quan hệ đ ng

biến với chỉ số sản xuất công nghiệp và nghịch biến với cung tiền Đ ng thời, các tác

giả còn nghiên cứu thấy rằng chỉ số sản xuất công nghiệp bị tác động nghịch biến bởi

chỉ số giá tiêu dùng và biến lãi suất dài hạn. Sự trái ngƣợc này giữa kết quả nghiên cứu

tại Mỹ và Nhật Bản có thể giải thích do cuộc khủng hoảng kinh tế tại Nhật Bản trong

những năm thập niên 1990 và do tình trạng bẫy thanh khoản thời gian sau đó

2.2.3 Xuất khẩu, nhập khẩu và giá chứng khoán

Các nghiên cứu về mối quan hệ giữa giá trị xuất khẩu, nhập khẩu của một quốc

gia với lợi nhuận chứng khoán của thị trƣờng chứng khoán đƣợc đƣa ra trong nhiều

nghiên cứu.

Trong số đó, có thể kể đến nghiên cứu của Bellalah và cộng sự (2012). Nghiên

cứu này xem xét mối quan hệ dài hạn cũng nhƣ ngắn hạn của các yếu tố kinh tế vĩ mô

tại Trung Quốc nhƣ chỉ số sản xuất công nghiệp, nhập khẩu, xuất khẩu, tỷ lệ lạm phát

và lãi suất và chỉ số giá chứng khoán Thƣợng Hải Đ ng thời, bài nghiên cứu có mục

đ ch tìm ra các biến kinh tế vĩ mô cụ thể nào có ảnh hƣởng đáng kể đến giá cả thị

trƣờng chứng khoán Trung Quốc. Dữ liệu đƣợc lấy theo tháng trong khoảng thời gian

mƣời năm từ năm 2001 đến năm 2010, đƣợc thu thập từ ngu n Yahoo Finance và Tổ

chức kinh tế và phát triển (OECD) Để phân t ch sâu hơn, mẫu đƣợc chia thành hai

mẫu phụ, một là từ khoảng tháng 01/2001 đến 06/2007 (trƣớc khi suy thoái kinh tế toàn

cầu), còn lại là từ 07/2007 đến 11/2010 (trong và sau suy thoái kinh tế toàn cầu).

Để kiểm tra các mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô của Trung Quốc và chỉ

số chứng khoán Thƣợng Hải, mô hình tự h i quy phân phối trễ (ARDL) đƣợc sử dụng.

Kết quả tìm thấy đƣợc chỉ ra rằng, chỉ số sản xuất công nghiệp và nhập khẩu có tác

động đáng kể đến giá chứng khoán. Biến nhập khẩu có ảnh hƣởng tích cực và đáng kể

với giá cả thị trƣờng chứng khoán. Cụ thể là khi giá trị nhập khẩu tăng 1% thì chứng

khoán Thƣợng Hải tăng 0 031827 điểm. Mối quan hệ tích cực này cho thấy rằng hàng

công nghệ cao nhập khẩu, tƣ liệu sản xuất, dịch vụ cung cấp chuyên gia và nguyên liệu

thô kích thích sự phát triển của nền kinh tế và do đó có ảnh hƣởng tích cực đến giá cổ

phiếu. Trong ngắn hạn, giá cổ phiếu trong quá khứ, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ lệ

lạm phát trong quá khứ và lãi suất là yếu tố quyết định quan trọng đối với giá chứng

khoán.

Các nghiên cứu khác cũng cho thấy giá trị nhập khẩu có ảnh hƣởng nghịch biến

đến giá chứng khoán. Asprem (1989) nghiên cứu mối quan hệ giữa các chỉ số chứng

khoán, danh mục tài sản và biến kinh tế vĩ mô ở mƣời nƣớc châu Âu. Nghiên cứu sử

dụng dữ liệu hàng quý từ năm 1968 đến 1984, lấy thông tin từ Tập dữ liệu thống kê tài

chính quốc tế tháng 5 năm 1986 Bài nghiên cứu cho thấy rằng việc làm, nhập khẩu,

lạm phát và lãi suất có liên quan nghịch biến với giá cổ phiếu. Cụ thể, bài nghiên cứu

tìm thấy mối quan hệ nghịch biến giữa nhập khẩu và giá chứng khoán tại thị trƣờng

chứng khoán ở Pháp, Đức và Vƣơng quốc Anh Nhƣ vậy, kết quả này tƣơng đ ng với

mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tiêu dùng đã đƣợc tìm thấy trƣớc đó. Kỳ vọng về

hoạt động sản xuất của nền kinh tế trong tƣơng lai, cung tiền và đƣờng cong lãi suất

của Hoa Kỳ có mối tƣơng quan dƣơng đến giá cổ phiếu. Một danh mục các chỉ số

chứng khoán châu Âu đã đƣợc xây dựng và cho thấy danh mục đầu tƣ này là biến giải

thích mạnh nhất sự biến động của giá cổ phiếu. Mối liên hệ giữa giá cổ phiếu và các

biến kinh tế vĩ mô đƣợc thể hiện mạnh nhất ở Đức, Hà Lan, Thụy Sỹ và Vƣơng quốc

Anh, trong đó nghiên cứu tại Đức, Hà Lan và Thụy Sỹ cho thấy các kết quả tƣơng

đ ng. Trong một số trƣờng hợp, giá cổ phiếu có liên quan đến giá trị lịch sử của các

biến kinh tế cho thấy các mô hình dự báo có thể đƣợc xây dựng để dự đoán số liệu về

giá chứng khoán trong tƣơng lai

2.2.4 Tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán

Tƣơng tự nhƣ trong lý thuyết, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa

tỷ giá hối đoái và thị trƣờng chứng khoán cũng có nhiều kết quả trái ngƣợc nhau. Kết

quả từ các công trình nghiên cứu về tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán vẫn t n tại một

cách lẫn lộn và chƣa có kết luận cụ thể (Ahmad và cộng sự, 2010; Buyuksalvarci,

2010; Kirui,Wawire và Onono, 2014; Kumar và Puja, 2012; Ouma và Muriu, 2014)

Trong khi Ahmad và cộng sự (2010) nghiên cứu đƣợc rằng khi tỷ giá hối đoái

tăng, lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán ở Pakistan tăng. Tác giả dùng mô hình h i quy

đa biến, với mục đ ch nghiên cứu ảnh hƣởng của tỷ giá hối đoái và lãi suất đến lợi

nhuận chứng khoán. Để kiểm tra mối quan hệ này, tác giả thu thập dữ liệu về lãi suất,

tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán từ giai đoạn 1998 đến 2009 hàng

năm từ Ngân hàng Nhà nƣớc Pakistan và Sở giao dịch chứng khoán Karachi. Kết quả

từ thống kê h i quy đa biến cho thấy sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái có tác động đáng

kể đến thị trƣờng chứng khoán và tác động này là tác động cùng chiều. Nghiên cứu này

giúp củng cố lý thuyết về mô hình định hƣớng dòng chảy thƣơng mại (Flow – Oriented

Model) đối với các nƣớc lệ thuộc vào xuất khẩu.

Buyuksalvarci (2010) lại đƣa ra một kết luận khác về ảnh hƣởng của tỷ giá hối

đoái đến giá chứng khoán. Tác giả khảo sát thị trƣờng chứng khoán Thổ Nhĩ Kỳ từ

tháng 01/2003 đến 03/2010. Các biến kinh tế vĩ mô tác giả đƣa vào khảo sát g m chỉ số

giá tiêu dùng CPI, lãi suất và tỷ giá hối đoái Sử dụng mô hình h i quy đa biến, tác giả

kết luận rằng lãi suất và tỷ giá hối đoái có tác động nghịch biến đến thị trƣờng chứng

khoán Thổ Nhĩ Kỳ. Nói cách khác, khi tỷ giá hối đoái tăng, nghĩa là đ ng nội tệ mất

giá thì lợi nhuận thị trƣờng chứng khoán giảm. Kết luận này là phù hợp với dự đoán

theo lý thuyết của mô hình định hƣớng dòng chảy vốn đối với một nƣớc có nền kinh tế

phụ thuộc vào nhập khẩu nhƣ Thổ Nhĩ Kỳ.

Ngƣợc lại, Kumar và Puja (2012) đã chứng minh rằng tỷ giá hối đoái chỉ ảnh

hƣởng rất nhỏ đến thị trƣờng chứng khoán Ấn Độ. Tác giả lấy dữ liệu theo tháng từ

tháng 04/1994 đến tháng 06/2011, với các biến độc lập là tỷ giá hối đoái, lãi suất tín

phiếu kho bạc và cung tiền, cùng với biến độc lập là chỉ số chứng khoán của sàn chứng

khoán Bombay (BSE). Sử dụng các kiểm định ADF, PP avà KPSS unit root tests,

phƣơng pháp h i quy Johansen và VECM - Granger causality test, tác giả kết luận rằng

thị trƣờng tỷ giá hối đoái có tác động đ ng biến nhƣng không đáng kể đến chỉ số chứng

khoán tại Ấn Độ, nghĩa là khi đ ng nội tệ giảm giá, hàng hóa xuất khẩu trở nên rẻ hơn

so với hàng hóa nƣớc ngoài và làm cho tỷ trọng xuất khẩu tăng, từ đó có tác động tích

cực tới thị trƣờng chứng khoán Đ ng thời bài nghiên cứu cho thấy không t n tại mối

quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số chứng khoán. Ngoài ra, tác giả quan sát

thấy rằng trong dài hạn, giá cổ phiếu bị ảnh hƣởng cùng chiều bởi cung tiền và hoạt

động sản xuất thực của nền kinh tế, đƣợc biểu thị bằng chỉ số sản xuất công nghiệp.

Chỉ số giá tiêu dùng cho thấy lạm phát có tác động nghịch biến với chỉ số giá chứng

khoán. Cùng với tỷ giá hối đoái, lãi suất ngắn hạn cũng không phải là yếu tố quyết định

quan trọng có tác động tới giá chứng khoán. Kết luận này là phù hợp với kết luận của

mô hình định hƣớng dòng chảy thƣơng mại của một nƣớc phụ thuộc vào xuất khẩu nhƣ

Ấn Độ.

Tuy nhiên, Ouma và Muriu (2014) cũng nhƣ Kirui, Wawire và Onono (2014)

không đ ng ý với kết quả mà Kumar và Puja (2012) đƣa ra từ bài nghiên cứu. Ouma và

Muriu (2014) phát hiện ra rằng khi tỷ giá đ ng nội tệ mất giá sẽ dẫn đến một tác động

tiêu cực đến tỷ suất sinh lợi thị trƣờng chứng khoán tại Kenya, quốc gia mà đa số các

doanh nghiệp phải phụ thuộc vào nhập khẩu hàng hóa từ nƣớc ngoài. Nói cách khác,

khi đ ng nội tệ giảm giá, sẽ dẫn tới một sự sụt giảm trong tỷ suất sinh lợi thị trƣờng

chứng khoán tại nƣớc này. Kết quả này của bài nghiên cứu là phù hợp với lý thuyết về

mô hình dòng chảy thƣơng mại đối với một nƣớc phụ thuộc vào nhập khẩu nhƣ Kenya

Nhiều nghiên cứu về mối tƣơng quan giữa tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trƣờng

chứng khoán cũng đƣợc tìm thấy trong các nghiên cứu của Bahmani-Oskooee và

Sohrabian (1992) cho Vƣơng quốc Anh; Abdalla và Murinde (1997) cho Hàn Quốc,

Pakistan và Ấn Độ; Kanas (2002) đối với Mỹ, Anh, và Nhật Bản; Acikalin; Aktas và

Unal (2008) cho Thổ Nhĩ Kỳ, Narayan và Narayan (2010) đối với Việt Nam,

Alagidede, Panagiotidis, và Zhang (2011) cho Úc, Canada, Nhật Bản, Thụy Sĩ, và

Vƣơng quốc Anh.

Wongbangpo và Sharma (2002) cho rằng sự mất giá của đ ng nội tệ khiến các

nhà đầu tƣ t sẵn lòng hơn khi nắm giữ các tài sản nội địa, dẫn đến một tác động tiêu

cực đến thị trƣờng chứng khoán. Tác giả tiến hành kiểm tra mối liên hệ giữa các yếu tố

kinh tế vĩ mô và chỉ số giá cổ phiếu trong ngắn và dài hạn, với khu vực nghiên cứu là

năm thị trƣờng chứng khoán trong khu vực ASEAN: Malaysia, Thái Lan, Philippines,

Singapore và Indonesia. Nghiên cứu áp dụng dữ liệu theo tháng từ năm 1985 đến năm

1996 và phát hiện ra rằng các yếu tố kinh tế vĩ mô (bao g m GNP, CPI, cung tiền, tỷ

giá hối đoái và lãi suất danh nghĩa) có ý nghĩa đáng kể tới chỉ số giá chứng khoán tại

năm thị trƣờng chứng khoán chính của ASEAN trong cả dài và ngắn hạn. Tác giả sử

dụng kiểm định thống kê likelihood để xác định ảnh hƣởng của các yếu tố này trong

dài hạn. Kết quả kiểm định cho thấy rằng giá chứng khoán chịu ảnh hƣởng dƣơng từ

tốc độ tăng trƣởng GNP, lãi suất (chỉ có ở Indonesia và Malaysia), cung tiền (Malaysia,

Singapore và Thái Lan), và tỷ giá hối đoái (Indonesia, Malaysia và Philippines). Ngƣợc

lại, giá chứng khoán bị ảnh hƣởng tiêu cực bởi chỉ số giá của nền kinh tế, lãi suất

(Philippines, Singapore và Thái Lan), cung tiền (Indonesia và Thái Lan) và tỷ giá hối

đoái (Singapore và Thái Lan). Mặt khác, kiểm tra Granger trong ƣớc lƣợng mô hình

vector VECM cũng cho thấy mối quan hệ nhân quả giữa chỉ số giá cổ phiếu tại các

nƣớc nghiên cứu và các yếu tố kinh tế vĩ mô đƣợc lựa chọn, từ giá cổ phiếu đến GNP

và CPI (ở tất cả các quốc gia quan sát đƣợc), cụ thể là mối quan hệ bắt ngu n từ giá cổ

phiếu, cung tiền và lãi suất danh nghĩa ở Indonesia, Malaysia và Thái Lan, và từ giá cổ

phiếu đến tỷ giá hối đoái ở Philippines và Singapore.

2.4.5 Giá dầu thô thế giới và giá chứng khoán

Trên lý thuyết, sự thay đổi trong giá dầu thô thế giới có tác động nghịch biến tới

thị trƣờng chứng khoán trong nƣớc, thông qua việc làm ảnh hƣởng tới chi ph đầu vào

của các doanh nghiệp có tham gia vào quá trình sản xuất công nghiệp. Tuy nhiên, trên

thực tế, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa giá dầu và giá chứng khoán

vẫn chƣa đƣa ra đƣợc các kết luận thống nhất.

Samadi, Bayani và Ghalandari (2012) áp dụng mô hình GARCH để ƣớc tính ảnh

hƣởng của các biến số kinh tế vĩ mô, g m tỷ giá hối đoái, giá vàng thế giới, tỷ lệ lạm

phát, thanh khoản và giá dầu đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán trên Sàn giao dịch

chứng khoán Tehran. Tác giả sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 2001 đến 2011. Kết

quả cho thấy: tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát và giá vàng là có ý nghĩa đối với lợi nhuận

chứng khoán trong giai đoạn nghiên cứu, trong khi giá dầu và tính thanh khoản không

có tác động đến lợi nhuận chứng khoán. Nói cách khác, chỉ số lợi nhuận chứng khoán

của Sở giao dịch chứng khoán Tehran có phản ứng hạn chế đối với thay đổi trong giá

dầu. Nguyên nhân là do thị trƣờng vốn nhỏ tại Tehran và ảnh hƣởng chậm của biến

động giá dầu đối với khả năng sinh lời và giá cổ phiếu của các công ty. Mặc dù vậy, sự

thay đổi trong giá dầu thế giới vẫn đƣợc kết luận rằng có ảnh hƣởng đến nhiều biến số

kinh tế vĩ mô khác

Ứng dụng mô hình Box-Jenkins ARIMA (tự h i quy kết hợp trung bình trƣợt),

Gay và Robert (2011) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa biến phụ thuộc là chỉ số giá thị

trƣờng chứng khoán và biến độc lập là hai biến kinh tế vĩ mô quốc tế là tỷ giá hối đoái

và giá dầu - dựa trên 1.080 quan sát, trong đó mỗi biến g m 90 quan sát cho một quốc

gia trong khoảng thời gian hàng tháng từ tháng 03/1999 đến tháng 06/2006, cho các

nƣớc Brazil, Nga, Ấn Độ và Trung Quốc. Bài nghiên cứu đƣa ra kỳ vọng ban đầu là

mối quan hệ giữa giá dầu thô và giá cổ phiếu là nghịch biến. Tác giả đƣa ra lý luận là

khi giá chi phí năng lƣợng tăng, sản xuất và đầu vào thƣờng tăng, làm giảm lợi nhuận

gộp và dòng tiền. Nhận thức về sự rủi ro này sẽ làm nhà đầu tƣ t tự tin hơn trong đầu

tƣ và gia tăng tìm kiếm các khoản đầu tƣ thay thế hoặc cắt giảm chi phí hoạt động,

thông qua cắt giảm sản xuất. Tuy nhiên, kết quả tìm đƣợc từ bài nghiên cứu lại cho

thấy rằng không có ảnh hƣởng đáng kể từ các yếu tố kinh tế vĩ mô, g m tỷ giá hối đoái

và giá dầu đến giá chứng khoán của bốn thị trƣờng mới nổi. Tác giả giải thích nguyên

nhân của kết quả này là do các yếu tố kinh tế vĩ mô thế giới và trong nƣớc nhƣ sản

xuất, lạm phát, lãi suất cổ tức, lãi suất, cán cân thƣơng mại, cơ cấu lãi suất có thể có tác

động đến giá chứng khoán Do đó, một nghiên cứu sâu hơn đƣợc để xuất nghiên cứu để

hiểu thêm về thị trƣờng chứng khoán tại các quốc gia này. Bên cạnh đó, tác giả không

tìm thấy mối liên hệ giữa giá chứng khoán trong quá khứ và hiện tại, tại bốn thị trƣờng

này Do đó, Gay và Robert (2011) kết luận thị trƣờng chứng khoán tại Brazil, Nga, Ấn

Độ và Trung Quốc là thị trƣờng hiệu quả dạng yếu.

Tại thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, Narayan và Narayan (2010) thực hiện bài

nghiên cứu nhằm tìm hiểu và mô hình hóa tác động của giá dầu đến giá chứng khoán.

Ngoài biến giá dầu, tác giả còn thêm vào biến tỷ giá hối đoái nhƣ một nhân tố khác ảnh

hƣởng đến giá chứng khoán tại Việt Nam. Dữ liệu nghiên cứu g m giá cổ phiếu, tỷ giá

hối đoái danh nghĩa và giá dầu đƣợc lấy từ cơ sở dữ liệu Bloomberg. Dữ liệu giá dầu là

chỉ số giá giao ngay. Dữ liệu đƣợc lấy hàng ngày cho giai đoạn 28/07/2000 đến

16/06/2008. Áp dụng một loạt các kiểm định thống kê, bao g m kiểm tra đ ng kết hợp,

tính co dãn trong dài hạn, mô hình hiệu chỉnh sai số và kiểm tra sự ổn định tham số.

Narayan và Narayan (2010) đƣa ra kết luận rằng cả giá dầu và tỷ giá hối đoái có tác

động tích cực đáng kể về mặt thống kê đối với giá cổ phiếu trong dài hạn. Tuy nhiên,

không có bằng chứng của một mối quan hệ giữa giá dầu và giá cổ phiếu trong ngắn

hạn. Cụ thể, tác giả thấy rằng giá cổ phiếu, giá dầu, và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có

t nh đ ng kết hợp, nghĩa là giữa các biến số này có t n tại một mối quan hệ trong dài

hạn. Tác giả ƣớc t nh độ co giãn dài hạn và tìm thấy rằng cả giá dầu và tỷ giá hối đoái

đều có ý nghĩa thống kê và có tác động tích cực đáng kể lên giá cổ phiếu. Tuy nhiên

khi ƣớc t nh độ co giãn trong ngắn hạn, tác giả thấy rằng giá dầu cũng nhƣ tỷ giá hối

đoái không có ý nghĩa thống kê đối với tỷ suất sinh lợi của chứng khoán.

Để giải thích cho sự khác biệt so với lý thuyết kỳ vọng ban đầu của tác giả khi giá

cổ phiếu và giá dầu có mối quan hệ đ ng biến và có ý nghĩa thống kê giữa giá cổ phiếu

và giá dầu, tác giả cho rằng lý do cho sự t n tại của mối quan hệ này là các yếu tố khác

biệt và duy nhất đã góp phần dẫn đến sự bùng nổ của thị trƣờng chứng khoán vào cùng

thời điểm khi giá dầu đang tăng nhanh Những yếu tố này, nhƣ đƣợc IMF xác định, bao

g m: (1) dòng vốn đầu tƣ nƣớc ngoài ngày càng tăng, đƣợc ƣớc t nh đã tăng gấp đôi từ

0,9 tỷ đô la Mỹ năm 2005 đạt 1,9 tỷ USD năm 2006, tƣơng đƣơng 3,1% GDP; và (2)

các nhà đầu tƣ trong nƣớc đã thay đổi sở thích từ việc tích trữ đ ng tiền ngoại tệ và gửi

tiền vào các ngân hàng trong nƣớc sang đầu tƣ nắm giữ cổ phiếu Đ ng thời, thời điểm

này có sự gia tăng đòn bẩy tài chính trong các khoản đầu tƣ vào cổ phiếu cũng nhƣ đầu

tƣ thay mặt cho ngƣời thân sống ở nƣớc ngoài. Do vậy, dƣờng nhƣ ảnh hƣởng của các

yếu tố nội bộ và trong nƣớc này đối với chứng khoán thị trƣờng Việt Nam chiếm ƣu

thế hơn so với việc giá dầu tăng Kết luận này về tác động của giá dầu đến giá chứng

khoán trong ngắn hạn của Narayan và Narayan (2010) phù hợp với các kết luận của

Chen và cộng sự (1986) cũng nhƣ các nghiên cứu sau này của Kuwornu và Victor

(2011) và Samadi, Bayani và Ghalandari (2012).

Basher, Haug và Sadorsky (2012) thực hiện bài nghiên cứu với hai mục tiêu

chính: thứ nhất, nhằm nghiên cứu mối tƣơng quan giữa thị trƣờng dầu mỏ (giá dầu và

cung dầu), và các chỉ số thị trƣờng chứng khoán đối với các nền kinh tế mới nổi lớn

chẳng hạn nhƣ Brazil, Nga, Ấn Độ và Trung Quốc (BRIC) và các nƣớc xuất khẩu dầu;

thứ hai, tác giả muốn xác định mối quan hệ giữa giá dầu với tỷ giá hối đoái, từ đó xác

định tác động của giá dầu, tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá chứng khoán. Tác giả sử dụng

mô hình kinh tế lƣợng nghiên cứu là mô hình SVAR. Dữ liệu nghiên cứu đƣợc lấy

trong giai đoạn từ năm 1988 đến hết năm 2008 Bài nghiên cứu chứng minh tác động

nghịch biến của sự thay đổi giá dầu đến giá cổ phiếu và tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn.

Cụ thể là, giá chứng khoán bị tác động nghịch biến bởi giá dầu, và giá dầu lại bị tác

động đ ng biến bởi thị trƣờng chứng khoán Nghĩa là khi xảy ra cú sốc làm tăng giá

dầu, thì giá cổ phiếu thị trƣờng kinh tế mới nổi và tỷ giá hối đoái với đ ng đô la Mỹ có

xu hƣớng giảm trong ngắn hạn Đ ng thời cũng t n tại trƣờng hợp thị trƣờng chứng

khoán tăng giá, làm cho giá dầu tăng

Arouri và Nguyen (2010) tiến hành bài nghiên cứu nhằm tìm hiểu mối quan hệ

giữa giá dầu và thị trƣờng chứng khoán. Tác giả chọn dữ liệu giá dầu và chỉ số Dow

Jones Stoxx 600 theo tuần với thời gian là từ 01/01/1998 tới 13/11/2008. Các ngành

công nghiệp chính là ô tô và phụ tùng, tài chính, thực phẩm và đ uống, dầu, chăm sóc

sức khỏe, công nghiệp, vật liệu cơ bản, cá nhân và hàng gia dụng, dịch vụ tiêu, công

nghệ, và tiện ích. Mỗi chỉ số ngành đại diện cho một danh mục đầu tƣ có trọng số vốn

của các công ty lớn nhất châu Âu trong lĩnh vực này. Khác với các bài nghiên cứu

khác, các tác giả tập trung nghiên cứu mối quan hệ trong ngắn hạn giữa biến giá dầu và

lợi nhuận chứng khoán của các công ty theo từng phân khúc ngành, thay vì nghiên cứu

với biến phụ thuộc là chỉ số giá chứng khoán của khu vực cả hay quốc gia. Tác giả đƣa

ra kết luận rằng phản ứng của giá chứng khoán đối với giá dầu thay đổi ít hay nhiều

phụ thuộc lớn với lĩnh vực ngành nghề nghiên cứu.

Để tóm tắt tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đến thị trƣờng chứng khoán

trong các nghiên cứu thực nghiện tại Việt Nam và trên thế giới, tác giả tổng hợp các

kết quả và trình bày nhƣ Bảng 2 6 Trong đó, dấu (-) thể hiện mối quan hệ nghịch biến

giữa biến kinh tế vĩ mô và thị trƣờng chứng khoán, dấu (+) thể hiện mối quan hệ đ ng

biến giữa biến kinh tế vĩ mô và thị trƣờng chứng khoán, dấu (/) cho thấy không có mối

liên hệ giữa biến kinh tế vĩ mô và thị trƣờng chứng khoán.

Bảng 2.1 Tóm tắt tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đến thị trƣờng chứng khoán

Chỉ số Tỷ giá Lãi sản xuất Xuất Nhập Giá hối Tác giả công suất khẩu khẩu dầu đoái nghiệp

Alam và Uddin (2009) -

Hsing (2011) - -

Kuwornu và Victor (2011) - - /

Kuwornu (2012) + + -

Ouma và Muriu (2014) / -

Kirui, Wawire và Onono (2014) -

+ McMillan (2005) -

+ Nasseh and Strauss (2000) -

+ Hussainey và Le (2009)

+ Sohail và Hussain (2009) +

+ Humpe và Macmillan (2009)

Chỉ số Tỷ giá Lãi sản xuất Xuất Nhập Giá hối Tác giả công suất khẩu khẩu dầu đoái nghiệp

Bellalah và cộng sự (2012) + / +

- Asprem (1989)

+ Ahmad và cộng sự (2010)

- Buyuksalvarci (2010) -

+ Kumar và Puja (2012)

Samadi, Bayani và

Ghalandari (2012)

/ Gay và Robert (2011)

+ Narayan và Narayan (2010)

Basher, Haug và Sadorsky - (2012)

(Nguồn : Tổng hợp của tác giả.)

ƢƠ 3. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ

ƢƠ Ê ỨU

3.1. Dữ liệu nghiên cứu

Dựa trên bài nghiên cứu của tác giả Bellalah và cộng sự (2012) và bài nghiên cứu

của Narayan và Narayan (2010), tác giả sẽ sử dụng các biến kinh tế vĩ mô g m lãi suất

(DR), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), xuất khẩu (EX), nhập khẩu (IM), tỷ giá

(NEER) và giá dầu thô thế giới (OIL) để phân tích mối quan hệ động ngắn hạn và dài

hạn của các yếu tố này đến giá chứng khoán. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng

trong giai đoạn từ tháng 1/2008 đến tháng 1/2018. Cách lấy dữ liệu của từng biến cụ

thể đƣợc mô tả cụ thể nhƣ sau đây:

3.1.1. Biến phụ thuộc

Giá chứng khoán (SP): Trong nghiên cứu thực nghiệm này, tác giả sử dụng dữ

liệu chỉ số VN-Index theo tháng, đƣợc tính toán bằng cách lấy trung bình chỉ số VN-

Index đóng cửa cuối mỗi ngày giao dịch trong tháng, làm biến giá chứng khoán. Chỉ số

VN-Index là chỉ số thể hiện xu hƣớng biến động giá của tất cả cổ phiếu niêm yết và

giao dịch tại Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE), sàn giao dịch chứng khoán

chủ yếu tại Việt Nam. Thị trƣờng chứng khoán chính thức đi vào hoạt động đầu tiên

vào ngày 28/07/2000. Chỉ số VN-Index so sánh giá trị vốn hóa thị trƣờng hiện tại với

giá trị vốn hóa thị trƣờng cơ sở vào ngày gốc, tức ngày thành lập đầu tiên này. Dữ liệu

cho chỉ số VN-Index đƣợc thu thập từ Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM (HOSE).

3.1.2. Biến giải thích

3.1.2.1. Lãi suất (DR)

Có nhiều dạng lãi suất khác nhau đƣợc sử dụng trong các nghiên cứu cùng chủ

đề; tuy nhiên, trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng lãi suất tiền gửi (deposit rate).

Thông thƣờng, lãi suất có liên quan ngƣợc chiều với thị trƣờng chứng khoán vì các nhà

đầu tƣ luôn muốn nhận đƣợc lợi nhuận tối đa với mức rủi ro tối thiểu. Khi lãi suất tăng

lên, mọi ngƣời muốn gửi tiền vào tài khoản ngân hàng hoặc chi tiền mua các trái phiếu

thay vì đầu tƣ vào thị trƣờng chứng khoán đầy rủi ro, và theo cách này, họ có thể nhận

đƣợc lãi suất phi rủi ro. Vì vậy, khi lãi suất tăng, đầu tƣ chứng khoán giảm. Dữ liệu cho

biến lãi suất tiền gửi đƣợc thu thập từ ngu n IMF.

3.1.2.2. Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI)

Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) bao g m khối lƣợng sản phẩm khai thác, sản

xuất và các ngành lợi ích công cộng. Sohail và Hussain (2009), Mahmood và Dinniah

(2009), Humpe và Macmillan (2009) điều tra mối quan hệ giữa chỉ số sản xuất công

nghiệp và lợi nhuận của thị trƣờng chứng khoán. Kết quả nghiên cứu của các tác giả

cho thấy chỉ số sản xuất công nghiệp có mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa với lợi

nhuận của thị trƣờng chứng khoán. Dữ liệu cho chỉ số IPI đƣợc lấy từ ngu n

Datastream.

3.1.2.3. Xuất khẩu (EX)

Dữ liệu xuất khẩu theo tháng của Việt Nam đƣợc thu thập từ ngu n dữ liệu thống

kê thƣơng mại của IMF (DOTS).

3.1.2.4. Nhập khẩu (IM)

Tƣơng tự biến xuất khẩu, biến nhập khẩu đƣợc thu thập từ ngu n DOTS.

3.1.2.5. Tỷ giá (NEER)

Thay đổi tỷ giá hối đoái có thể ảnh hƣởng đến giá cổ phiếu của các công ty đa

quốc gia cũng nhƣ các công ty trong nƣớc. Giảm giá tiền tệ làm tăng chi ph đầu vào

nhập khẩu, và chi phí sản xuất, có thể ảnh hƣởng đến lợi nhuận biên của các công ty

trong nƣớc, do đó, giá cổ phiếu của chúng chịu ảnh hƣởng. Mặt khác, giảm giá tiền tệ

thúc đẩy xuất khẩu. Nếu một công ty trong nƣớc phụ thuộc vào xuất khẩu, công ty này

sẽ hƣởng doanh thu và lợi nhuận cao hơn và do đó, tăng giá cổ phiếu. Tóm lại, nội tệ

giảm giá sẽ kéo lợi nhuân biên tăng lên và làm giá cổ phiếu tăng, ngƣợc lại, giá cổ

phiếu có thể chịu ảnh hƣởng xấu nếu nội tệ tăng giá, làm giảm lợi nhuận biên. Nghiên

cứu sử dụng tỷ giá danh nghĩa đa phƣơng (NEER) đƣợc thu thập từ ngu n Datastream.

3.1.2.6. Giá dầu thô thế giới (OIL)

Nghiên cứu sử dụng giá dầu thô Brent đƣợc thu thập từ ngu n dữ liệu FRED.

Nhiều nghiên cứu chỉ ra giá dầu là tác nhân quan trọng ảnh hƣởng đến hoạt động kinh

tế cũng nhƣ hành vi của thị trƣờng chứng khoán (Arouri và Nguyen, 2010). Tuy nhiên,

hƣớng tác động của biến giá dầu lên thị trƣờng chứng khoán chƣa thống nhất và vẫn

còn tùy thuộc vào mức độ phụ thuộc dầu thô của các nền kinh tế (Arouri và Nguyen,

2010).

3.1.3. Thống kê mô tả và kỳ vọng dấu của các biến

Các biến đƣợc chuyển sang dạng logarit tự nhiên để ƣớc lƣợng. Bảng 3.1 và Hình

3.1 trình bày các kết quả thống kê mô tả và xu hƣớng của các biến nghiên cứu.

Hình 3.1. Xu hƣớng các biến số

Qua hình 3.1 cho thấy các biến xuất khẩu, nhập khẩu và chỉ số sản xuất công

nghiệp có xu hƣớng thay đổi giống nhau trong khoảng thời gian nghiên cứu từ năm

2008 đến năm 2018 Cụ thể, xuất khẩu, nhập khẩu và sản xuất công nghiệp tại Việt

Nam tăng liên tục trong giai đoạn nghiên cứu. Chỉ số giá chứng khoán tại Việt Nam

cũng cho thấy sự tăng trƣởng, tuy nhiên còn chịu nhiều biến động, đặc biệt là ở giai

đoạn năm 2008 đến 2009, khi mà Việt Nam đang chịu ảnh hƣởng từ cuộc khủng hoảng

kinh tế thế giới.

Biến lãi suất, tỷ giá hối đoái và giá dầu thô thế giới lại cho thấy một xu hƣớng

giảm trong khoảng thời gian nghiên cứu. Nhìn chung, hai biến số lãi suất và giá dầu

cho thấy sự biến động lớn trong suốt khoảng thời gian từ 2008 đến 2018 Trong khi đó,

tỷ giá hối đoái sụt giảm mạnh cho đến năm 2011, sau đó duy trì ổn định cho đến năm

2018 nhờ chính sách ổn định tỷ giá của nhà nƣớc.

Bảng 3.1 .Thống kê mô tả.

Biến số Trung bình Trung vị Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn

LnSP 2,7156 2,7049 3,0201 2,4175 0,1065

LnDR 2,0365 1,9699 2,8425 1,5432 0,4132

LnEX 9,1377 9,2070 9,9547 8,3618 0,4475

LnIM 9,2251 9,2195 10,015 8,2323 0,3959

LnIPI 4,8098 4,8113 5,3349 4,2819 0,2553

LnNEER 4,5645 4,5375 4,7992 4,4451 0,0958

LnOIL 4,3372 4,3672 4,8882 3,4242 0,3780

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

Sau khi đã mô tả các biến, cũng nhƣ đƣa ra các tham khảo về dấu của các biến từ

các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây tại thị trƣờng chứng khoán tại các nƣớc trên thế

giới và Việt Nam, tác giả đƣa ra các kỳ vọng về dấu cho các biến lãi suất, chỉ số sản

xuất công nghiệp, xuất khẩu, nhập khẩu, tỷ giá và giá dầu đối với biến phụ thuộc là chỉ

số giá chứng khoán. Các kỳ vọng này đƣợc tổng hợp và trình bày trong Bảng 3.2, với

dấu (+) biểu thị cho kỳ vọng về mối quan hệ đ ng biến, và dấu (-) thể hiện kỳ vọng về

mối quan hệ nghịch biến của biến độc lập và biến phụ thuộc.

Bảng 3.2 Kỳ vọng dấu của các biến giải thích

Nguồn dữ Kỳ Biến ác đo lƣờng liệu vọng

Lãi suất (DR) Logarit tự nhiên của lãi suất tiền gửi IMF –

Chỉ số sản xuất công Logarit tự nhiên chỉ số IPI Datastream + nghiệp (IPI)

Xuất khẩu (EX) Logarit tự nhiên xuất khẩu DOTS +

Nhập khẩu (IM) Logarit tự nhiên nhập khẩu DOTS +/–

Logarit tự nhiên tỷ giá hối đoái Tỷ giá (NEER) Datastream – danh nghĩa đa phƣơng

Giá dầu (OIL) Logarit tự nhiên giá dầu thô thế giới FRED +/–

(Nguồn : Tổng hợp của tác giả.)

3 2 hƣơng pháp nghiên cứu

Nhƣ đã đề cập phần trƣớc, nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng nhằm đánh giá

mối quan hệ giữa giá chứng khoán cùng các nhân tố vĩ mô Phƣơng trình h i quy tuyến

t nh cơ sở nắm bắt các biến nghiên cứu đƣợc trình bày nhƣ sau:

( )

trong đó, là biến logarit tự nhiên của chỉ số giá chứng khoán VN-Index;

là lãi suất; là xuất khẩu; là nhập khẩu; là chỉ số sản xuất công

nghiệp; là tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phƣơng; là giá dầu; là

phần dƣ; là các tham số dài hạn.

Để thực hiện kiểm tra các yếu tố tác động đến giá chứng khoán tại Việt Nam

trong giai đoạn tháng 1/2008 đến tháng 1/2018 nhƣ mục đ ch nghiên cứu của tác giả đã

đề ra, bài nghiên cứu sẽ đƣợc thực hiện thông qua các bƣớc sau và cùng với sự hỗ trợ

của phần mềm Eviews 10.

3 2 1 hƣơng pháp tự hồi quy phân phối trễ ARDL

Phƣơng pháp tiếp cận tự h i quy phân phối trễ (ARDL), áp dụng trong nghiên

cứu này, đƣợc đề xuất bởi Pesaran và Shin (1999) và phát triển bởi Pesaran và cộng sự

(2001). Tác giả sử dụng mô hình ARDL nhằm phân tích mối liên kết ngắn hạn và dài

giữa các biến số kinh tế với giá chứng khoán tại Việt Nam. Việc áp dụng mô hình này

vào phân tích thực nghiệm xuất phát từ các lợi thế so với các phƣơng pháp truyền

thống trong việc đánh giá quan hệ đ ng liên kết cũng nhƣ các liên kết ngắn hạn và dài

hạn.

Thứ nhất, khác với các phƣơng pháp đ ng liên kết truyền thống nhƣ kiểm định

của Johansen (Johansen, 1991), kiểm tra nhân quả Granger và Engle (Engle và

Granger, 1987) và mô hình vectơ tự h i quy (VAR), mô hình ARDL có thể đƣợc sử

dụng để kiểm tra mối quan hệ cho các biến số dừng tại bậc gốc, I(0), hay tại sai phân

bậc nhất, I(1), cũng nhƣ hỗn hợp I(0) và I(1) (Duasa, 2007; Adom và cộng sự, 2012).

Tuy nhiên, cách tiếp cận ARDL không áp dụng đƣợc cho các biến số tích hợp tại sai

phân bậc hai, tức I (2). Khả năng kết hợp các biến I(0) hoặc I(1) là một lợi thế lớn vì

chuỗi thời gian tài ch nh thƣờng dừng tại bậc gốc cũng nhƣ sai phân bậc nhất. Lợi thế

có thể đƣợc làm rõ hơn bằng cách so sánh ví dụ giữa hai mô hình VAR với ARDL.

Nếu chúng ta tiến hành phƣơng pháp tiếp cận VAR thì dữ liệu cần phải dừng, nếu

không dừng, chúng ta phải lấy sai phân bậc nhất của chuỗi và áp dụng VAR sau đó

Tuy nhiên, nếu lấy sai phân bậc nhất, quan hệ dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu có thể

biến mất (Brooks, 2014) Ngƣợc lại, phƣơng pháp ARDL không cần phải điều chỉnh

dữ liệu và do đó, các mối quan hệ dài hạn đƣợc nắm bắt đầy đủ.

Thứ hai, phƣơng pháp ARDL t ch hợp tác động ngắn hạn của các biến cho trƣớc

với trạng thái cân bằng dài hạn, sử dụng số hạng sai số hiệu chỉnh (ECM) mà không

làm mất thông tin dài hạn. Từ đó, chúng ta có thể đánh giá mối quan hệ ngắn hạn và

dài hạn giữa các biến đã cho cùng một lúc.

Thứ ba, không giống nhƣ các kiểm định đ ng liên kết truyền thống, mô hình

ARDL có thể xác định độ trễ tối ƣu khác nhau cho mỗi biến trong mô hình và do đó,

làm mô hình phù hợp hơn

Cuối cùng, hầu hết các kỹ thuật đ ng liên kết đều nhạy cảm với k ch thƣớc mẫu

trong khi phƣơng pháp ARDL cung cấp kết quả mạnh mẽ và nhất quán cho cỡ mẫu nhỏ

(Adom và cộng sự, 2012). Tóm lại, để điều tra mối quan hệ nhân quả giữa các biến

kinh tế đƣợc chọn và giá chứng khoán tại Việt Nam, phƣơng pháp ARDL đƣợc sử

dụng và đƣợc trình bày nhƣ sau:

∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑

( )

trong đó, là sai phân hạng tử, là hằng số, là số hạng nhiễu trắng Phƣơng trình (2) có thể chia làm hai phần, phần đầu tiên trình bày động năng sai số hiệu chỉnh với

các hệ số và ; phần thứ hai với các hệ số từ đến trình bày

quan hệ dài hạn của mô hình.

Nhằm kiểm chứng sự t n tại của mối quan hệ dài hạn giữa biến phụ thuộc LnSP

với các biến số giải thích còn lại, thống kê F đƣợc xây dựng thông qua áp đặt các ràng

buộc lên các hệ số ƣớc lƣợng dài hạn của các biến số. Giả thiết không và giả thiết đối

lập cho kiểm định đ ng liên kết cho các biến số trong phƣơng trình (2) nhƣ sau:

H0: (không có quan hệ dài hạn) và

H1: (có quan hệ dài hạn)

Việc bác bỏ giả thiết không đ ng nghĩa sự t n tại mối quan hệ dài hạn hoặc đ ng

liên kết giữa các biến số. Pesaran và cộng sự (2001) đề xuất các giá trị tới hạn dƣới và

trên cho kiểm định thống kê F, với giả định rằng tất cả các biến là I(0) cho đƣờng bao

dƣới (lower bound) và tất cả các biến là I(1) cho đƣờng bao trên (upper bound). Nếu

giá trị thống kê F t nh đƣợc vƣợt qua giá trị tới hạn trên, khi đó ta kết luận về sự hiện

diện của quan hệ đ ng liên kết dài hạn giữa các biến số bất kể bậc liên kết giữa chúng.

Ngƣợc lại, nếu giá trị thống kê t nh đƣợc thấp hơn đƣờng bao dƣới, giả thiết không có

quan hệ dài hạn không thể bác bỏ. Tuy nhiên, nếu giá trị thống kê F nằm giữa hai

đƣờng bao, chúng ta chƣa thể đƣa ra kết luận cụ thể liệu có hay không quan hệ dài hạn.

Quan hệ động ngắn hạn đƣợc ƣớc lƣợng thông qua mô hình sai số hiệu chỉnh sau:

∑ ∑ ∑ ∑

∑ ∑ ∑

( )

trong đó, là số hạng sai số hiệu chỉnh thu đƣợc từ mô hình đ ng liên kết. Hệ số

sai số chỉ ra tốc độ mà tại đó mô hình đ ng liên kết điều chỉnh để trở về trạng thái

cân bằng dài hạn. Hệ số của mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê hàm ý rằng bƣớc đi ngắn hạn giữa biến phụ thuộc và biến giải thích sẽ hội tụ trở về mối quan hệ

dài hạn.

3.2.2. Tính ổn định, tính dừng cùng kiểm định chẩn đoán

Sự hiện diện của tƣơng quan chuỗi và phƣơng sai thay đổi (heteroskedasticity)

trong phần dƣ của mô hình cũng đƣợc kiểm tra; ngoài ra, nghiên cứu còn xem xét xem

liệu mô hình xác định có phù hợp và các sai số có phân phối chuẩn hay không. Cuối

cùng, tác giả cũng kiểm tra tính ổn định của các tham số h i quy thông qua hai kiểm

định, g m t ch lũy phần dƣ (CUSUM) và tổng t ch lũy hiệu chỉnh của phần dƣ

(CUSUMSQ), đề xuất bởi Brown và cộng sự (1975).

Trong phân tích h i quy của chuỗi thời gian, nắm rõ thuộc tính của dữ liệu có ý

nghĩa rất quan trọng. Nói chung, các dữ liệu thời gian thƣờng chứa nghiệm đơn vị và

có xu hƣớng không dừng. Gujarati và Porter (2009) lập luận rằng để tránh bất kỳ mâu

thuẫn nào trong ƣớc lƣợng hệ số, chuỗi dữ liệu cần phải dừng. Do vậy, nghiên cứu

cũng tiến hành đánh giá thuộc tính dừng và xác định bậc liên kết của từng chuỗi dữ liệu

thông qua hai kiểm định nghiệm đơn vị phổ biến, đó là kiểm định ADF (Augmented

Dicky-Fuller) và kiểm định PP (Philips Perron).

3.2.3. Kiểm định nhân quả Granger

Cuối cùng, sau khi xác nhận mối quan hệ đ ng liên kết dài hạn giữa các giá

chứng khoán cùng các biến kinh tế khác, tác giả tiến hành kiểm định nhân quả Granger

thông thƣờng, nhằm tìm kiếm mối quan hệ nhân quả giữa các biến số. Nhằm đơn giản

hóa trong việc trình bày, tác giả trình bày khuôn khổ mô hình VAR hai biến số nhằm

trình bày các thao tác kiểm định nhân quả Granger:

∑ ∑ ( )

Dựa theo các hệ số ƣớc lƣợng OLS của phƣơng trình (4) và (5), bốn giả thiết về

mối quan hệ nhân quả giữa x và y đƣợc xác định nhƣ sau:

1) Quan hệ nhân quả một chiều từ x đến y, nhƣng không có quan hệ nhân quả

và ∑

chiều ngƣợc lại, khi đó: ∑

2) Quan hệ nhân quả một chiều chạy từ y đến x, nhƣng không có quan hệ nhân

và ∑

quả chiều ngƣợc lại, khi đó: ∑

và

∑ .

3) Quan hệ nhân quả hai chiều (phản h i) giữa x và y, khi đó: ∑

và ∑

4) Quan hệ độc lập giữa x và y, khi đó: ∑

ƢƠ 4: K T QUẢ

4.1. Kiểm định tính dừng

Bƣớc đầu tiên trong Phần 4, tác giả tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị của chuỗi

dữ liệu thông qua phƣơng pháp kiểm định tính dừng ADF và PP. Mặc dù, phƣơng pháp

tự h i quy phân phối trễ ARDL không đòi hỏi phải kiểm tra vấn đề nghiệm đơn vị, tuy

nhiên, trong phân tích thực nghiệm, đặc biệt khi kiểm định đƣờng bao (F-bound test)

trong việc xác định quan hệ dài hạn, chúng ta phải đảm bảo bậc liên kết của chuỗi dữ

liệu không lớn hơn 1 Vì nếu vi phạm giả định này, kiểm định đƣờng bao trở nên vô

nghĩa (Nkoro và Uko, 2016).

Bảng 4.1 Kiểm định tính dừng

ADF PP

(a) Bậc gốc

Biến số Không xu thế Có xu thế Không xu thế Có xu thế

–0,2092 –2,8099 –1,6893 –4,0747*** LnSP (0,9330) (0,1969) (0,4341) (0,0089)

–1,6123 –2,8850 –1,2812 –3,1496* LnDR (0,4732) (0,1711) (0,6367) (0,0998)

–0,4526 –3,0075 –0,0042 –4,8700*** LnEX (0,8952) (0,1346) (0,9557) (0,0006)

–0,0035 –2,5792 –0,9143 –6,4817*** LnIM (0,9556) (0,2906) (0,7807) (0,0000)

–0,4323 –8,8059*** –0,7498 –9,1461*** LnIPI (0,8986) (0,0000) (0,8290) (0,0000)

–2,2242 –1,7062 –2,2699 –1,6231 LnNEER (0,1989) (0,7426) (0,1834) (0,7782)

–2,1305 –2,2728 –1,8557 –2,0172 LnOIL (0,2332) (0,4450) (0,3522) (0,5857)

(b) Sai phân bậc nhất

–5,0193*** –5,3608*** –7,2213*** –7,3855*** LnSP (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

–6,3136*** –6,2590*** –6,2603*** –6,2053*** LnDR (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

–8,5546*** –8,5358*** –21,221*** –21,237*** LnEX (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

–5,6213*** –5,4726*** –31,367*** –36,465*** LnIM (0,0000) (0,0001) (0,0000) (0,0000)

–7,6842*** –7,6492*** –41,042*** –40,711*** LnIPI (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

–11,156*** –11,280*** –11,191*** –11,427*** LnNEER (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

–7,1203*** –7,0915*** –7,1210*** –7,0893*** LnOIL (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000)

Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

Tác giả thực hiện hai thiết lập cho kiểm định tính dừng, g m mô hình chứa hệ số

chặn và không có xu thế, và mô hình chứa hệ số chặn và xu thế. Từ kết quả Bảng 4.1

có thể thấy, tất cả các biến số trƣớc khi lấy sai phân thể hiện ranh giới I(0)/I(1) nhƣ

biến giá chứng khoán, xuất khẩu, nhập khẩu và chỉ số sản xuất công nghiệp khi mô

hình h i quy chứa biến xu thế.

Tuy nhiên, khi lấy sai phân bậc nhất, toàn bộ các biến đều xác nhận dừng tại bậc

nhất, tức I(1) Do đó, không t n tại biến số nào liên kết tại bậc 2, đảm bảo giả định ban

đầu của phƣơng pháp ARDL

4.2. Kiểm định đồng liên kết

Tiếp theo, chúng ta tiến hành h i quy mô hình ARDL và kiểm định mối quan hệ

đ ng liên kết dài hạn. Do tính chất dữ liệu theo tháng tƣơng đối dài, tác giả áp đặt độ

trễ tối đa cho mô hình ARDL là 6 Độ trễ tối ƣu cho từng biến số đƣợc lựa chọn dựa

theo tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC) thông qua phần tự tính toán của phần mềm

Eviews 10.

Kết quả lựa chọn độ trễ phù hợp cho mô hình ARDL theo tiêu ch AIC đƣợc thể

hiện nhƣ hình 4 1 Nhƣ vậy trong 20 kết quả mô hình ARDL đƣợc ƣớc lƣợng theo tiêu

chí AIC thì mô hình ARDL(5,5,2,5,6,6,2) có giá trị tiêu chuẩn thấp nhất (-4.988) sẽ là

mô hình phù hợp cho bài nghiên cứu.

Hình 4.1 20 mô hình ARDL có giá trị tiêu chuẩn AIC thấp nhất

Bảng 4.2 Kiểm định đƣờng bao.

Giá trị tới hạn cho kiểm định đƣờng bao Giá trị thống kê Mức ý nghĩa (F-statistic) I(0) Bound I(1) Bound

10% 1,99 2,94 9,0198*** 5% 2,27 3,28 (k = 6) 1% 2,88 3,99

Ghi chú: *** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

Bên cạnh đó, giá trị thống kê F là 9,0198, vƣợt qua giá trị tới hạn trên tại mức ý

nghĩa 1% (3,99) Điều đó đ ng nghĩa giả thiết không (không có quan hệ đ ng liên kết)

bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 1% Do đó, t n tại mối quan hệ đ ng liên kết dài hạn giữa

các biến số.

4.3. Kết quả hồi quy mô hình ARDL

4.3.1. Kết quả dài hạn

Bảng 4.3 Kết quả ƣớc lƣợng dài hạn của mô hình ARDL(5,5,2,5,6,6,2) với biến phụ

thuộc là LnSP.

Biến h i quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất

–0,116765*** 0,036930 –3,161832 0,0022 LnDR

–0,282376*** 0,106922 –2,640955 0,0100 LnEX

–0,099474 0,180263 –0,551827 0,5827 LnIM

1,270094*** 0,267682 4,744784 0,0000 LnIPI

1,178832*** 0,218101 5,404972 0,0000 LnNEER

0,220623*** 0,037003 5,962258 0,0000 LnOIL

–5,986753*** 1,408939 –4,249123 0,0001 Hằng số

Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

Bảng 4.3 trình bày kết quả ƣớc lƣợng dài hạn của mô hình ARDL Đầu tiên,

chúng ta xét đến hệ số dài hạn của biến lãi suất. Các lý thuyết từ lâu đã cho thấy mối

quan hệ nghịch chiều giữa lãi suất và giá chứng khoán Theo đó, khi lãi suất tăng, nhà

đầu tƣ thƣờng có xu hƣớng gửi tiền vào hệ thống ngân hàng, hoặc mua trái phiếu chính

phủ vì mức sinh lời cao, và do đó, làm dòng tiền đổ vào thị trƣờng chứng khoán giảm

và ngƣợc lại. Mặt khác, lãi suất tăng lại kéo chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp tăng

theo, làm giảm dòng tiền kỳ vọng trong tƣơng lai và ảnh hƣởng đến giá chứng khoán.

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm xác nhận lập luận này, hệ số dài hạn của biến lãi suất

xấp xỉ –0,117 và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% Điều đó đ ng nghĩa, khi lãi suất tăng

lên 1% thì giá chứng khoán tại thị trƣờng Việt Nam trong dài hạn giảm 0,117%. Kết

quả nghiên cứu ủng hộ các phát hiện về mối quan hệ nghịch chiều giữa lãi suất và giá

chứng khoán (Alam và Uddin, 2009; Hsing, 2011; Kuwornu và Victor, 2011; Gjerde

và Sættem, 1999; Wongbangpo và Sharma, 2002; Paul và Mallik, 2003; Nasseh và

Strauss, 2004; McMilan, 2005; Puah và Jayaraman, 2007; Reilly và cộng sự, 2007).

Khác với lập luận trƣớc đây của Bellalah và cộng sự (2012) khi cho rằng xuất

khẩu và giá chứng khoán có quan hệ cùng chiều. Nghiên cứu của tác giả lại phát hiện

mối quan hệ nghịch biến giữa xuất khẩu và giá chứng khoán. Khi xuất khẩu tăng 1%,

giá chứng khoán thị trƣờng Việt Nam giảm xấp xỉ 0,282% trong dài hạn. Hệ số này có

(1989), tác giả không tìm thấy bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa nhập khẩu

ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Tuy nhiên, khác với Bellalah và cộng sự (2012), Asprem

và giá chứng khoán.

Bên cạnh đó, nghiên cứu còn tìm thấy chỉ số sản xuất công nghiệp có tác động

tích cực và đáng kể lên giá chứng khoán Việt Nam. Khi chỉ số này tăng 1%, giá chứng

khoán tăng theo 1,27% trong dài hạn. Kết quả này phù hợp với lý thuyết, khi mà chỉ số

sản xuất công nghiệp tăng cho thấy tình hình hoạt động của nền kinh tế đƣợc cải thiện,

kỳ vọng về dòng tiền của doanh nghiệp trong tƣơng lai tăng, do vậy các nhà đầu tƣ sẵn

lòng đầu tƣ vào chứng khoán nhiều hơn Kết quả là giá chứng khoán tăng Các nghiên

cứu trƣớc đây nhƣ Sohail và Hussain (2009), Mahmood và Dinniah (2009), Humpe và

Macmillan (2009), McMillan (2005) Nasseh and Strauss (2000) Hussainey và Le

(2009) cũng cho thấy một kết quả tƣơng tự, khi tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa

chỉ số sản xuất công nghiệp và giá chứng khoán.

Ngoài ra, nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ dài hạn cùng chiều giữa tỷ giá danh

nghĩa đa phƣơng với giá chứng khoán trong dài hạn. Điều này cho thấy khi tỷ giá danh

nghĩa đa phƣơng tăng, giá trị của đ ng nội tệ tăng Đ ng nội tệ tăng giá làm giảm chi

ph đầu vào của các doanh nghiệp phụ thuộc vào ngu n nguyên liệu nhập khẩu. Do

vậy, lợi nhuận của các doanh nghiệp phụ thuộc nhập khẩu niêm yết trên sàn chứng

khoán tăng, dẫn đến giá chứng khoán tăng Kết quả này khác với nghiên cứu trƣớc đây

của Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2015). Các tác giả phát hiện rằng tỷ giá

tác động ngƣợc chiều đến giá chứng khoán tại Việt Nam trong dài hạn. Sự khác biệt

này có thể xuất phát từ giai đoạn cùng mẫu quan sát. Bên cạnh đó, ảnh hƣởng của tỷ

giá đến biến động giá chứng khoán không xác định rõ chiều hƣớng cụ thể mà còn tùy

thuộc vào đặc thù các công ty niêm yết và đặc thù nền kinh tế (Lê Hoàng Phong và

Đặng Thị Bạch Vân, 2015). Ngoài ra, các phát hiện của nghiên cứu cũng tƣơng đ ng

với các kết quả của Ouma và Muriu (2014), Kirui, Wawire và Onono (2014)

Wongbangpo và Sharma (2002).

Cuối cùng, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ cùng chiều giữa giá

dầu và giá chứng khoán tại thị trƣờng Việt Nam Theo đó, khi giá dầu tăng 1%, thị

trƣờng chứng khoán Việt Nam tăng 0,22% trong dài hạn. Kết quả này hỗ trợ nghiên

cứu trƣớc đây của Narayan và Narayan (2010) cho thị trƣờng Việt Nam nhƣng lại trái

ngƣợc với nghiên cứu gần đây của Huynh Viet Khai và cộng sự (2017). Các tác giả lập

luận rằng, giá dầu tác động ngƣợc chiều với giá chứng khoán trong dài hạn, nhƣng

tƣơng quan thuận trong ngắn hạn. Tuy vậy, nghiên cứu của các tác giả này chỉ sử dụng

cặp biến giá chứng khoán và giá dầu để xây dựng mô hình.

4.3.2. Kết quả ngắn hạn

Các kết quả của mô hình sai số hiệu chỉnh cho cán cân thƣơng mại đƣợc trình bày

tại Bảng 4.4 bên dƣới Trái ngƣợc kết quả trong dài hạn, từ kết quả ƣớc lƣợng mô hình

ECM, tác động của lãi suất lên giá chứng khoán trong ngắn hạn lại cùng chiều, kể từ độ

trễ 2 trở về sau. Bên cạnh đó, tại biến trễ thứ nhất, biến xuất khẩu tác động cùng chiều

và có ý nghĩa thống kê tại mức 1% với thị trƣờng chứng khoán; trong khi đó, nhập

khẩu lại tác động ngƣợc chiều đáng kể với giá chứng khoán tại biến trễ thứ 4 Điều đó

cho thấy, trong ngắn hạn, xuất khẩu hàng hóa, dịch vụ kích thích nền kinh tế tăng

trƣởng và tác động tích cực đến giá chứng khoán, trong khi nhập khẩu lại thể hiện bộ

mặt ngƣợc lại.

Bảng 4.4 Kết quả ƣớc lƣợng ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆LnSP.

Biến h i quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất

0,361614*** 0,073919 4,892016 0,0000

–0,121848* 0,070189 –1,736008 0,0866

–0,244051*** 0,070642 –3,454763 0,0009

0,177098*** 0,065145 2,718526 0,0081

–0,028059 0,035814 –0,783445 0,4358

0,004846 0,038509 0,125841 0,9002

0,100959*** 0,036539 2,763065 0,0072

0,136782*** 0,038443 3,558048 0,0006

0,071321** 0,035128 2,030303 0,0458

–0,008356 0,025871 –0,323007 0,7476

0,144451*** 0,029002 4,980795 0,0000

0,051262** 0,019754 2,594994 0,0113

0,025932 0,021440 1,209484 0,2302

0,011646 0,023490 0,495796 0,6215

–0,024038 0,021878 –1,098717 0,2753

–0,038605** 0,018501 –2,086691 0,0402

0,209311*** 0,037293 5,612655 0,0000

–0,115369** 0,049164 –2,346611 0,0215

–0,076598* 0,045065 –1,699711 0,0932

–0,109816*** 0,038607 –2,844433 0,0057

–0,035098 0,034406 –1,020113 0,3109

–0,118940*** 0,031339 –3,795336 0,0003

0,354793*** 0,108553 3,268390 0,0016

–0,370447*** 0,114238 –3,242780 0,0018

0,085320 0,115206 0,740591 0,4612

0,093207 0,115575 0,806461 0,4225

–0,205889* 0,114347 –1,800570 0,0757

–0,215743* 0,110311 –1,955779 0,0541

0,144312*** 0,023600 6,115010 0,0000

–0,045275* 0,025717 –1,760504 0,0823

–0,357844*** 0,040332 –8,872366 0,0000

Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

Kể từ độ trễ 1 trở về sau, chỉ số sản xuất công nghiệp tác động ngƣợc chiều đến

thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Hầu hết, dấu của các biến số giải thích trong ngắn

hạn đều trái ngƣợc với dài hạn.

Nghiên cứu còn quan sát thấy, các hệ số mang ý nghĩa thống kê của biến trễ tỷ giá

danh nghĩa đa phƣơng đều mang dấu âm, một lần nữa ngƣợc với dấu hệ số trong dài

hạn (trong dài hạn, tỷ giá quan hệ cùng chiều với giá chứng khoán). Biến giá dầu cũng

không thể hiện mối tƣơng quan ngắn hạn nhất quán. Trong khi biến sai phân thể hiện

mối tƣơng quan cùng chiều đáng kể, thì biến sai phân trễ bậc nhất lại mang dấu âm.

Cuối cùng, số hạng sai số hiệu chỉnh ( ) mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức ý

nghĩa 1% Hệ số –0,357844 cho thấy tỷ lệ hội tụ về trạng thái cân bằng tƣơng đối

nhanh, hàm ý rằng độ lệch từ trạng thái cân bằng dài hạn đƣợc điều chỉnh 35,7844%

mỗi tháng.

4.4. Kiểm định chẩn đoán

Bảng 4.5 trình bày kết quả các kiểm định chẩn đoán của mô hình, g m kiểm định

tƣơng quan chuỗi, phƣơng sai thay đổi, dạng hàm và phân phối chuẩn. Kết quả chỉ ra

các giả thuyết H0 đều không thể bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, do đó, đủ cơ sở để khẳng

định tính phù hợp của mô hình. Cuối cùng, độ ổn định của mô hình đƣợc xem xét

thông qua kiểm định tổng t ch lũy phần dƣ – CUSUM và tổng t ch lũy hiệu chỉnh của

phần dƣ – CUSUMSQ. Hình 4.2 trình bày kết quả kiểm định, đƣờng CUSUM và

CUSUMSQ (đƣờng nét liền) đều nằm trong dải tiêu chuẩn tại mức ý nghĩa 5% (đƣờng

nét đứt); do đó, ta kết luận các hệ số ƣớc lƣợng của mô hình đều ổn định.

Hình 4.2 Kết quả kiểm định tính ổn định của hệ số ƣớc lƣợng

Bảng 4.5 Kiểm định chẩn đoán.

Kiểm định Giá trị thống kê P-value

Tƣơng quan chuỗi (Serial correlation LM) 0,180425 0,8353

Phƣơng sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0,929996 0,5875

Phân phối chuẩn (Normality test) 3,050765 0,2175

Dạng hàm (Functional Form) 2,707576 0,1040

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

4.5. Kiểm định nhân quả Granger

Cuối cùng, nghiên cứu tiến hành kiểm định nhân quả Granger nhằm tìm hiểu các

mối quan hệ nhân quả giữa các biến số. Tập trung vào mối quan hệ nhân quả giữa các

biến vĩ mô với thị trƣờng chứng khoán, nghiên cứu tìm thấy sự hiện diện của mối quan

hệ nhân quả hai chiều giữa lãi suất và giá chứng khoán, giá dầu và giá chứng khoán.

Ngoài ra, tác giả còn tìm thấy mối quan hệ nhân quả một chiều xuất phát từ xuất

khẩu đến giá chứng khoán, từ giá chứng khoán đến nhập khẩu, từ giá chứng khoán đến

chỉ số sản xuất công nghiệp, và từ tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phƣơng đến giá chứng

khoán. Các phát hiện cung cấp các bằng chứng mạnh mẽ về mối quan hệ dài hạn giữa

các yếu tố vĩ mô đến thị trƣờng chứng khoán tại Việt Nam. Ngoài ra, nghiên cứu cũng

phát hiện nhiều mối quan hệ nhân quả khác giữa các biến số. Chi tiết các kết quả đƣợc

trình bày tại Bảng 4.6.

Bảng 4.6 Kiểm định nhân quả Granger

DR không tác động nhân quả Granger lên SP

6,41703***

0,0000

SP không tác động nhân quả Granger lên DR

3,57835***

0,0029

EX không tác động nhân quả Granger lên SP

2,69645**

0,0180

SP không tác động nhân quả Granger lên EX

1,08875

0,3742

IM không tác động nhân quả Granger lên SP

1,56472

0,1651

SP không tác động nhân quả Granger lên IM

2,65180**

0,0197

IPI không tác động nhân quả Granger lên SP

1,38972

0,2259

SP không tác động nhân quả Granger lên IPI

1,86670*

0,0937

NEER không tác động nhân quả Granger lên SP

3,13634***

0,0073

SP không tác động nhân quả Granger lên NEER

1,65109

0,1408

OIL không tác động nhân quả Granger lên SP

5,03857***

0,0001

SP không tác động nhân quả Granger lên OIL

1,94444*

0,0807

DR không tác động nhân quả Granger lên EX

1,87899*

0,0915

EX không tác động nhân quả Granger lên DR

1,78333

0,1098

DR không tác động nhân quả Granger lên IM

1,82718

0,1011

IM không tác động nhân quả Granger lên DR

2,02699*

0,0687

IPI không tác động nhân quả Granger lên DR

0,86252

0,5252

DR không tác động nhân quả Granger lên IPI

1,74473

0,1182

NEER không tác động nhân quả Granger lên DR

6,02615***

0,0000

DR không tác động nhân quả Granger lên NEER

2,88959**

0,0121

OIL không tác động nhân quả Granger lên DR

1,48699

0,1900

DR không tác động nhân quả Granger lên OIL

1,39276

0,2247

Giả thiết không Giá trị thống kê P-value

2,14598*

0,0544

IM không tác động nhân quả Granger lên EX

4,41345***

0,0005

EX không tác động nhân quả Granger lên IM

3,71223***

0,0022

IPI không tác động nhân quả Granger lên EX

2,59590**

0,0221

EX không tác động nhân quả Granger lên IPI

3,06578***

0,0085

NEER không tác động nhân quả Granger lên EX

0,64196

0,6964

EX không tác động nhân quả Granger lên NEER

1,89501*

0,0887

OIL không tác động nhân quả Granger lên EX

0,97786

0,4442

EX không tác động nhân quả Granger lên OIL

4,77636***

0,0002

IPI không tác động nhân quả Granger lên IM

7,50630***

0,0000

IM không tác động nhân quả Granger lên IPI

1,95144*

0,0796

NEER không tác động nhân quả Granger lên IM

0,45147

0,8424

IM không tác động nhân quả Granger lên NEER

4,59305***

0,0004

OIL không tác động nhân quả Granger lên IM

0,46114

0,8355

IM không tác động nhân quả Granger lên OIL

0,62612

0,7090

NEER không tác động nhân quả Granger lên IPI

0,62074

0,7133

IPI không tác động nhân quả Granger lên NEER

0,78525

0,5834

OIL không tác động nhân quả Granger lên IPI

0,75299

0,6085

IPI không tác động nhân quả Granger lên OIL

1,23311

0,2956

OIL không tác động nhân quả Granger lên NEER

0,0040

NEER không tác động nhân quả Granger lên OIL

3,42583***

Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.

(Nguồn : Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews 10)

ƢƠ 5: K T LUẬN Ề XUẤT CHÍNH SÁCH

5.1. Kết luận của bài nghiên cứu

Nghiên cứu tiến hành đánh giá các nhân tố tác động đến thị trƣờng chứng khoán

Việt Nam thông qua phƣơng pháp ARDL, đề xuất bởi Pesaran và Shin (1999) và phát

triển bởi Pesaran và cộng sự (2001). Thông qua dữ liệu theo tháng trong giai đoạn

tháng 1/2008 đến tháng 1/2018, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đ ng

liên kết dài hạn giữa các biến số, bao g m: giá chứng khoán, lãi suất, xuất khẩu, nhập

khẩu, chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phƣơng và giá dầu.

Bên cạnh đó, thông qua phƣơng pháp kiểm định nhân quả Granger truyền thống, mối

quan hệ hai chiều giữa lãi suất và giá chứng khoán, mối quan hệ một chiều từ xuất

khẩu, tỷ giá hối đoái và giá dầu đến giá chứng khoán cũng đƣợc tìm thấy.

Trong dài hạn, kết quả thực nghiệm tìm thấy tác động ngƣợc chiều của lãi suất và

xuất khẩu lên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam; cùng tác động cùng chiều của chỉ số

sản xuất công nghiệp, tỷ giá và giá dầu lên giá chứng khoán. Tuy nhiên, hệ số của biến

nhập khẩu không có ý nghĩa thống kê Do đó, tác giả chƣa thể kết luận về vai trò của

nhập khẩu trong thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Tuy nhiên, trong ngắn hạn, dấu tác

động của hầu hết các biến số trên lại đảo ngƣợc hoặc không nhất quán, tùy thuộc vào

độ trễ tác động. Ngoài ra, nghiên cứu cũng tiến hành các kiểm định chẩn đoán nhằm

đảm bảo tính phù hợp của mô hình, tính ổn định của các hệ số ƣớc lƣợng.

5 2 ác đề xuất chính sách

Các phát hiện giúp giải thích các biến động trên thị trƣờng chứng khoán Việt

Nam do một hoặc nhiều nhân tố gây ra, từ đó đƣa ra các ch nh sách cùng kỳ vọng đầu

tƣ hợp lý. Từ kết quả thực nghiệm cho thấy, giảm lãi suất, nâng cao sản xuất, dịch vụ

trong nƣớc cũng nhƣ cải thiện khả năng cạnh tranh trên thị trƣờng hàng hóa thông qua

việc tăng giá tiền tệ là các cách hữu ích nhằm thúc đẩy sự phát triển của thị trƣờng

chứng khoán Việt Nam trong dài hạn.

Ngoài ra, ch nh sách điều hành lãi suất của Ngân hàng Nhà nƣớc phải hƣớng đến

môi trƣờng lãi suất ổn định, điều hành linh hoạt và hƣớng đến chính sách lãi suất tự do

theo cơ cân bằng dựa trên cung cầu của thị trƣờng Xu hƣớng điều chỉnh lãi suất đƣợc

Ngân hàng Nhà nƣớc điều chỉnh theo lộ trình để tránh những cú sốc do thay đổi đột

ngột làm cho các chủ thể trong nền kinh tế không kịp phản ứng và gây ra kết quả xấu

trong hoạt động sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp, đến lƣợt cả hai cùng tác động

tiêu cực đến thị trƣờng chứng khoán trong dài hạn.

Bên cạnh đó, ch nh sách điều hành tỷ giá cần linh hoạt theo quan hệ cung cầu trên

thị trƣờng, trong mối quan hệ phù hợp với các biến số vĩ mô khác của nền kinh tế, đáp

ứng đƣợc sự cân bằng tổng thể của nền kinh tế vừa đảm bảo các cân đối vĩ mô, kiểm

soát lạm phát, kích thích xuất khẩu, kiểm soát nhập khẩu, khuyến kh ch đầu tƣ nƣớc

ngoài vào Việt Nam, gia tăng dự trữ ngoại tệ của Ngân hàng Nhà nƣớc để có thể can

thiệp khi cần thiết Điều quan trọng nhất là các giải pháp trên cần phải đƣợc kết hợp

một cách hài hòa nhằm phát triển bền vững thị trƣờng chứng khoán.

5.3. Hạn chế của đề tài và hƣớng nghiên cứu tiếp theo

Tuy đã giải quyết đƣợc mục tiêu nghiên cứu là tìm hiểu tác động của sáu yếu tố

kinh tế vĩ mô đến giá chứng khoán tại Việt Nam, bài nghiên cứu vẫn còn t n tại nhiều

hạn chế. Cụ thể, nghiên cứu của tác giả chỉ sử dụng một vài biến kinh tế vĩ mô làm đại

diện mà chƣa xem xét đến các biến khác nhƣ: lạm phát kỳ vọng, cung tiền, giá chứng

khoán thế giới , do đó chƣa phản ảnh hết đƣợc các yếu tố tác động đến thị trƣờng

chứng khoán Việt Nam. Ngoài ra, nghiên cứu chỉ mới đánh giá mối quan hệ đối xứng

giữa các biến số mà chƣa đề cập đến các mối quan hệ bất đối xứng (hoặc phi tuyến)

tiềm ẩn giữa các biến cơ sở. Nhiều nghiên cứu hiện nay tìm thấy bằng chứng về mối

quan hệ phi tuyến giữa các giá chứng khoán và các nhân tố xác định của giá chứng

khoán và đó cũng là mục tiêu mà tác giả sẽ thực hiện trong các nghiên cứu tiếp theo.

DANH M C TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Danh mục tài liệu tiếng Việt

Lê Hoàng Phong, & Đặng Thị Bạch Vân. (2015). Kiểm chứng bằng mô hình ARDL

tác động của các nhân tố vĩ mô đến chỉ số chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Phát triển

& Hội nhập, 20(30), 61–66.

2. Danh mục tài liệu tiếng Anh

Adom, P. K., Bekoe, W., & Akoena, S. K. K. (2012). Modelling aggregate domestic

electricity demand in Ghana: An autoregressive distributed lag bounds cointegration

approach. Energy Policy, 42, 530–537.

Ahmad, M.I., Rehman, R. U., & Raoof, A. (2010). Do Interest Rate, Exchange Rate

affect Stock Returns? A Pakistani Perspective. International Research Journal of

Finance & Economics 50, 146- 150.

Alam, M. & Uddin, M. (2009), "Relationship between Interest Rate and Stock Price:

Empirical Evidence from Developed and Developing Countries", International Journal

of Business and Management, Vol. 4, No. 3, 43-51.

Apergis, N & Eleftheriou, S (2002), “Interest Rates, Inflation, and Stock Prices: The

Case of the Athen Stock Exchange”, Journal of Policy Modeling, Vol. 24, No. 3, pp.

231-236.

Arouri, M., & Nguyen, D. (2010). Oil prices, stock markets and portfolio investment:

Evidence from sector analysis in Europe over the last decade. Energy Policy, 38, 4528–

4539.

Asprem, M (1989), “Stock Prices, Asset Portfolios and Macroeconomic Variables in

Ten European Countries”, Journal of Banking and Finance, Vol. 13, 589-612.

Basher, S. A., Haug, A. A., & Sadorsky, P. (2012), "Oil prices, exchange rates and

emerging stock markets", Energy Economics, Vol. 34, Issue 1, 227-240.

Bellalah, M., Masood, O., Darshini, P., Levyne, O., & Triki, R. (2012). Economic

forces and stock exchange prices: Pre and post impacts of global financial recession of

2008. Journal of Computations & Modelling, 2(2), 157–179.

Brooks, C. (2014). Introductory econometrics for finance. Cambridge university press.

Brown, R. L., Durbin, J., & Evans, J. M. (1975). Techniques for testing the constancy

of regression relationships over time. Journal of the Royal Statistical Society, Series B

(Methodological), 149–192.

Buyuksalvarci, A. (2010). The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns:

Evidence from Turkey. European Journal of Social Sciences 14 (3), 404-416.

Duasa, J. (2007). Determinants of Malaysian trade balance: An ARDL bound testing

approach. Global Economic Review, 36(1), 89–102.

Engle, R. F., & Granger, C. W. (1987). Co-integration and error correction:

Representation, estimation, and testing. Econometrica, 55(2), 251–276.

Gay, Jr. & Robert, D. (2011), “Effect of macroeconomic variables on stock market

returns for four emerging economies: Brazil, Russia, India, and China”, International

Business & Economics Research Journal (IBER), Vol. 7, No. 3 .

Gjerde, Ø and Sættem, F (1999), “Causal relations among stock returns and

macroeconomic variables in a small, open economy”, Journal of International

Financial Markets, Institutions & Money, Vol. 9, 61-74.

Hsing, Y (2011), “Impacts of Macroeconomic Variables on Stock Market in Bulgaria

and Policy Implications”, East-West Journal of Economics and Business, Vol. 14, No.

2, 41-53.

Humpe, A., & Macmillan, P. (2009). Can macroeconomic variables explain long-term

stock market movements? A comparison of USA and Japan. Applied Financial

Economics, 19, 111–119.

Huynh Viet Khai, Le Minh Sang, & Phan Thi Anh Nguyet. (2017). The impact of

world crude oil prices on the Vietnamese stock market. Southeast Asia Review of

Economics and Business, 1(1), 106–115.

International Monetary Fund (IMF) (2010): Staff Country Report No. 10/281, Vietnam:

2010 Article IV Consultation – Staff Report and Public Information Notice.

Johansen, S. (1991). Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in

Gaussian vector autoregressive models. Econometrica, 59(6), 1551–1580.

Kganyago, T., and Gumbo, V. (2015). An Empirical Study of the Relationship between

Money Market Interest Rates and Stock Market Performance: Evidence from

Zimbabwe (2009-2013). International Journal of Economics and Financial Issues 5(3),

638- 646.

Kumar, N. P., and Puja, P. (2012). The Impact of Macroeconomic Fundamentals on

Stock Prices revisited: An Evidence from Indian Data. MPRA Paper No. 38980.

Kuwornu, J K M (2012), “Effect of Macroeconomic Variables on Ghanaian Stock

Market Returns: A Co-integration Analysis”, Agris on-line Paper in Economics and

Informatics, Vol. 4, No. 2, 1-12.

Kuwornu, J. K. M. & Victor, Owusu-Nantwi (2011), “Macroeconomic Variables and

Stock Market Returns: Full Information Maximum Likelihood Estimation”, Research

Journal of Accounting and Finance, Vol. 2, No. 4, 49-63.

Mahmood, W. M. W., & Dinniah, N. M. (2009). Stock returns and macroeconomics

variables: Evidence from the six Asian-Pacific countries. International Research

Journal of Finance and Economics, 30, 154–165.

McMillan, D , (2005), “Time variation in the Cointegrating relationship between stock

prices and economic activity”, International Review of Applied Economics, Vol. 19,

359-368.

Modigliani, F. & Cohn, R. A (1979), “Inflation, Rational Valuation, and the Market”,

Financial Analysts Journal, Vol. 38, 24-44.

Narayan, P. K. & Narayan, S. (2010), "Modelling the impact of oil prices on Vietnam's

stock prices", Applied Energy, Vol. 87, Issue 1, 356-361.

Nasseh, A and Strauss, J (2000), “Stock prices and domestic and international

macroeconomic activity: a cointegration approach”, Quarterly Review of Economics

and Finance, Vol. 40, 229-245.

Nkoro, E., & Uko, A. K. (2016). Autoregressive distributed lag (ARDL) cointegration

technique: application and interpretation. Journal of Statistical and Econometric

Methods, 5(4), 63–91.

Ouma, W .O. and Muriu, P.W. (2014). The Impact of Macroeconomic Variables on

Stock Market Returns in Kenya. International Journal of Business and Commerce

3(11), 01-31. Commerce 3(11), 01-31.

Pesaran, M. H., & Shin, Y. (1999). An autoregressive distributed-lag modelling

approach to cointegration analysis. Econometric Society Monographs, 31, 371–413.

Pesaran, M. H., Shin, Y., & Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the

analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326.

Samadi, S , Bayani, O , & Ghalandari, M (2012), “The Relationship between

Macroeconomic Variables and Stock Returns in the Tehran Stock Exchange”,

International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, Vol. 2,

No. 6.

Sohail, N., & Hussain, Z. (2009). Long-run and short-run relationship between

macroeconomic variables and stock prices in Pakistan: The case of Lahore s tock

exchange. Pakistan Economic and Social Review, 47(2), 183–198.

Wongbangpo, P & Sharma, S C (2002), “Stock market and macroeconomic

fundamental dynamic interactions: ASEAN-5 countries”, Journal of Asian Economics,

Vol. 13, Issue 1, 27-51.

PH L C

A. Kết quả hồi quy ARDL

A.1. Kết quả hồi quy dài hạn

Levels Equation Case 2: Restricted Constant and No Trend

Coefficie

Variable DR EX IM IPI NEER OIL C

nt Std. Error t-Statistic Prob. -0.116765 0.036930 -3.161832 0.0022 -0.282376 0.106922 -2.640955 0.0100 -0.099474 0.180263 -0.551827 0.5827 1.270094 0.267682 4.744784 0.0000 1.178832 0.218101 5.404972 0.0000 0.220623 0.037003 5.962258 0.0000 -5.986753 1.408939 -4.249123 0.0001 EC = SP - (-0.1168*DR -0.2824*EX -0.0995*IM + 1.2701*IPI + 1.1788*NEER + 0.2206*OIL -5.9868 )

A.2. Kiểm định đƣờng bound

Null Hypothesis: No levels relationship F-Bounds Test

I(0) I(1) Test Statistic

F-statistic k

1.99 2.27 2.55 2.88 Signif. 10% 5% 2.5% 1%

2.94 3.28 3.61 3.99 Value 9.019872 6

A.3. Kết quả ngắn hạn

ARDL Error Correction Regression Dependent Variable: D(SP) Selected Model: ARDL(5, 5, 2, 5, 6, 6, 2) Case 2: Restricted Constant and No Trend Date: 08/29/18 Time: 12:52 Sample: 2008M01 2018M01 Included observations: 115

ECM Regression Case 2: Restricted Constant and No Trend

Coefficie nt Std. Error t-Statistic Prob.

Variable D(SP(-1)) D(SP(-2)) D(SP(-3)) D(SP(-4)) D(DR) D(DR(-1)) D(DR(-2)) D(DR(-3)) D(DR(-4)) D(EX) D(EX(-1)) D(IM) D(IM(-1)) D(IM(-2)) D(IM(-3)) D(IM(-4)) D(IPI) D(IPI(-1)) D(IPI(-2)) D(IPI(-3)) D(IPI(-4)) D(IPI(-5)) D(NEER) D(NEER(-1)) 0.361614 0.073919 4.892016 0.0000 -0.121848 0.070189 -1.736008 0.0866 -0.244051 0.070642 -3.454763 0.0009 0.177098 0.065145 2.718526 0.0081 -0.028059 0.035814 -0.783445 0.4358 0.004846 0.038509 0.125841 0.9002 0.100959 0.036539 2.763065 0.0072 0.136782 0.038443 3.558048 0.0006 0.071321 0.035128 2.030303 0.0458 -0.008356 0.025871 -0.323007 0.7476 0.144451 0.029002 4.980795 0.0000 0.051262 0.019754 2.594994 0.0113 0.025932 0.021440 1.209484 0.2302 0.011646 0.023490 0.495796 0.6215 -0.024038 0.021878 -1.098717 0.2753 -0.038605 0.018501 -2.086691 0.0402 0.209311 0.037293 5.612655 0.0000 -0.115369 0.049164 -2.346611 0.0215 -0.076598 0.045065 -1.699711 0.0932 -0.109816 0.038607 -2.844433 0.0057 -0.035098 0.034406 -1.020113 0.3109 -0.118940 0.031339 -3.795336 0.0003 0.354793 0.108553 3.268390 0.0016 -0.370447 0.114238 -3.242780 0.0018

0.085320 0.115206 0.740591 0.4612 0.093207 0.115575 0.806461 0.4225 -0.205889 0.114347 -1.800570 0.0757 -0.215743 0.110311 -1.955779 0.0541 0.144312 0.023600 6.115010 0.0000 -0.045275 0.025717 -1.760504 0.0823 -0.357844 0.040332 -8.872366 0.0000

D(NEER(-2)) D(NEER(-3)) D(NEER(-4)) D(NEER(-5)) D(OIL) D(OIL(-1)) CointEq(-1)*

0.016799 S.E. of regression Akaike info criterion

0.023704 Schwarz criterion Sum squared resid

324.8270 Log likelihood Durbin-Watson stat 1.889594

0.756474 Mean dependent var 0.003803 R-squared Adjusted R-squared 0.669500 S.D. dependent var 0.029220 - 5.110034 - 4.370096 - 4.809697 Hannan-Quinn criter. * p-value incompatible with t-Bounds distribution.

B. Các kiểm định chẩn đoán

B.1. Phân phối chuẩn (Normality test)

B.2. Dạng hàm (Functional Form)

Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: SP SP(-1) SP(-2) SP(-3) SP(-4) SP(-5) DR DR(-1) DR(-2) DR(-3) DR(-4) DR(-5) EX EX(-1) EX(-2) IM IM(-1) IM(-2) IM(-3) IM(-4) IM( -5) IPI IPI(-1) IPI(-2) IPI(-3) IPI(-4) IPI(-5) IPI(-6) NEER NEER(-1) NEER(-2) NEER(-3) NEER(-4) NEER(-5) NEER(-6) OIL OIL(-1) OIL(-2) C Omitted Variables: Squares of fitted values

df 76

t-statistic F-statistic Likelihood ratio

1 F-test summary:

Test SSR Restricted SSR Unrestricted SSR

LR test summary:

Restricted LogL Unrestricted LogL Value 1.645471 2.707576 (1, 76) 4.025698 Sum of Sq. 0.000815 0.023704 0.022889 Value 324.8270 326.8398 df 1 77 76 Probabilit y 0.1040 0.1040 0.0448 Mean Squares 0.000815 0.000308 0.000301

3 hƣơng sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity)

Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey Null hypothesis: Homoskedasticity

F-statistic 0.929996 Prob. F(37,77) 0.5875

35.51869 0.5385

Obs*R-squared Scaled explained SS

Prob. Chi- Square(37) Prob. Chi- Square(37) 21.85544 0.9773

4 ƣơng quan chuỗi (Serial correlation LM)

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Null hypothesis: No serial correlation at up to 2 lags

F-statistic Obs*R-squared 0.8353 0.180425 Prob. F(2,75) 0.550655 Prob. Chi-Square(2) 0.7593

C. Kiểm định nhân quả Granger

Pairwise Granger Causality Tests Date: 08/29/18 Time: 13:07 Sample: 2008M01 2018M01 Lags: 6

Null Hypothesis: Prob.

F- Statistic Obs

DR does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause DR 115 6.41703 9.E-06 3.57835 0.0029

EX does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause EX 115 2.69645 0.0180 1.08875 0.3742

IM does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause IM 115 1.56472 0.1651 2.65180 0.0197

IPI does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause IPI 115 1.38972 0.2259 1.86670 0.0937

NEER does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause NEER 115 3.13634 0.0073 1.65109 0.1408

OIL does not Granger Cause SP SP does not Granger Cause OIL 115 5.03857 0.0001 1.94444 0.0807

EX does not Granger Cause DR DR does not Granger Cause EX 115 1.87899 0.0915 1.78333 0.1098

IM does not Granger Cause DR DR does not Granger Cause IM 115 1.82718 0.1011 2.02699 0.0687

IPI does not Granger Cause DR DR does not Granger Cause IPI 115 0.86252 0.5252 1.74473 0.1182

NEER does not Granger Cause DR DR does not Granger Cause NEER 115 6.02615 2.E-05 2.88959 0.0121

OIL does not Granger Cause DR DR does not Granger Cause OIL 115 1.48699 0.1900 1.39276 0.2247

IM does not Granger Cause EX EX does not Granger Cause IM 115 2.14598 0.0544 4.41345 0.0005

IPI does not Granger Cause EX EX does not Granger Cause IPI 115 3.71223 0.0022 2.59590 0.0221

NEER does not Granger Cause EX EX does not Granger Cause NEER 115 3.06578 0.0085 0.64196 0.6964

OIL does not Granger Cause EX EX does not Granger Cause OIL 115 1.89501 0.0887 0.97786 0.4442

IPI does not Granger Cause IM IM does not Granger Cause IPI 115 4.77636 0.0002 7.50630 1.E-06

NEER does not Granger Cause IM IM does not Granger Cause NEER 115 1.95144 0.0796 0.45147 0.8424

OIL does not Granger Cause IM IM does not Granger Cause OIL 115 4.59305 0.0004 0.46114 0.8355

NEER does not Granger Cause IPI IPI does not Granger Cause NEER 115 0.62612 0.7090 0.62074 0.7133

OIL does not Granger Cause IPI IPI does not Granger Cause OIL 115 0.78525 0.5834 0.75299 0.6085

115 1.23311 0.2956 3.42583 0.0040

OIL does not Granger Cause NEER NEER does not Granger Cause OIL

DATE

NEER

IPI

OIL

2008M1 2,925256 4,782845 4,380305 4,523743 8,542364 8,889846 1,974081

2008M2 2,876829 4,770124 4,281905 4,553772 8,386556 8,726353 2,193886

2008M3 2,766263 4,748094 4,50278 4,640923 8,528835 8,983342 2,415021

2008M4 2,725819 4,75712 4,414147 4,69199 8,518868 8,990996 2,444085

2008M5 2,671848 4,756394 4,412793 4,810557 8,541117 8,966001 2,583998

2008M6 2,582841 4,710488 4,438619 4,885223 8,65229 8,876716 2,811809

2008M7 2,652767 4,719254 4,437155 4,888242 8,77768 8,883223 2,826722

2008M8 2,691505 4,761411 4,430396 4,729509 8,689362 8,784663 2,842581

2008M9 2,685967 4,775159 4,403338 4,577079 8,635922 8,686044 2,828496

2008M10 2,583573 4,785597 4,407414 4,270816 8,591226 8,672433 2,723924

2008M11 2,533222 4,791578 4,344493 3,95986 8,361834 8,537803 2,304583

2008M12 2,481984 4,726238 4,434937 3,687629 8,451472 8,648507 2,05027

2009M1

2,48926 4,771014 4,337214 3,771381 8,407309 8,232347 1,944481

2009M2 2,426363 4,799261 4,476484 3,768614 8,536866 8,355187 1,877937

2009M3 2,417534 4,771227 4,386789 3,840312 8,600832 8,602644 1,961502

2009M4 2,505423 4,732319 4,428217 3,915617 8,364242 8,606858 1,969906

2009M5 2,590313 4,707153 4,447801 4,048301 8,414835 8,610886 1,99061

D. Dữ liệu nghiên cứu đã lấy Logarit tự nhiên

2009M6 2,672525 4,731096

4,4794

4,228438 8,472725 8,690851 2,014903

2009M7 2,643223 4,717911 4,49115 4,165735 8,482892 8,705252 2,030776

2009M8 2,703727 4,694396 4,524086 4,283724 8,449593 8,707296 2,073172

2009M9 2,747899 4,676367 4,560215 4,214347 8,474469 8,797452 2,095561

2009M10 2,771965 4,672317 4,567707 4,287304 8,528521 8,792291 2,128232

2009M11 2,728827 4,638925 4,577677 4,33938 8,437511 8,831269 2,298577

2009M12 2,677325 4,646876 4,602729 4,310262 8,513811 8,917907 2,325325

2010M1 2,700492 4,647244 4,552205 4,332968 8,509611 8,740756 2,325325

2010M2 2,695013 4,627485 4,342884 4,300681 8,392575

8,4639

2,325325

2010M3 2,710371 4,613555 4,501591 4,367294 8,542695 8,85991 2,334084

2010M4 2,717048 4,62316 4,550212 4,440531 8,543763 8,838797 2,395164

2010M5 2,711853 4,639115 4,582787 4,330075 8,677104 8,870832 2,414126

2010M6 2,705572 4,632811 4,604363 4,314283 8,717211 8,813544 2,417698

2010M7 2,700109 4,609295 4,639577 4,325192 8,705248 8,834426 2,406945

2010M8 2,661504 4,599846 4,653907 4,344325 8,806658 8,787123 2,406945

2010M9 2,657502 4,564965 4,671658 4,354655 8,812513 8,867818 2,406945

2010M10 2,656401 4,550048 4,690377 4,414857 8,745934 8,918395 2,397895

2010M11 2,644627 4,569493 4,679892 4,44594 8,762306 8,96224 2,484907

2010M12 2,676103 4,548163 4,733461 4,515792 8,790736 9,083875 2,630449

2011M1 2,694291 4,548181 4,713006 4,56975 8,869252 8,88502 2,630449

2011M2

2,69643 4,476815 4,667069 4,641695 8,663324 8,744032 2,639057

2011M3

2,66844 4,466855 4,638029 4,741797 8,835218 9,06653 2,639057

2011M4 2,664899 4,462237 4,683921 4,814296 8,844041 9,110219 2,639057

2011M5 2,651272 4,470682 4,716931 4,744845 8,882902 9,104411 2,639057

2011M6 2,642614 4,469896 4,734205 4,734706 8,966518 9,068619 2,639057

2011M7 2,620864 4,455655 4,731212 4,761917 9,050551 9,052893 2,639057

2011M8 2,600196 4,445104 4,710346 4,702478 9,125217 9,068143 2,639057

2011M9 2,651194 4,485096 4,784642 4,725882 9,071585 9,147563 2,639057

2011M10 2,617141 4,458203 4,742046 4,696381 9,064718 9,131392 2,639057

2011M11 2,595082 4,473665 4,757884 4,707456 9,047458 9,18007 2,639057

2011M12 2,56644 4,477551 4,805786 4,680927 9,004871 9,211171 2,639057

2012M1 2,552448 4,465972 4,688645 4,706734 9,103069 8,857874 2,639057

2012M2 2,611201 4,473585 4,866378 4,781893 8,961199 8,999964 2,639057

2012M3 2,644584 4,481389 4,700963 4,831907 9,055413 9,188691 2,561868

2012M4 2,663738 4,476788 4,756367 4,785406 9,027942 9,096998 2,484907

2012M5 2,658748 4,503927 4,782573 4,703567 9,082651 9,173558 2,401525

2012M6 2,630407 4,492136 4,811347 4,55556 9,140707 9,157915 2,197225

2012M7 2,618051 4,492895 4,790424 4,631033 9,207025 9,120751 2,197225

2012M8 2,617571 4,49239 4,753406 4,730569 9,20948 9,111882 2,197225

2012M9 2,595423 4,476465 4,876783 4,726148 9,220168 9,143953 2,197225

2012M10 2,593641 4,47831 4,788551 4,715906 9,251382 9,24792 2,197225

2012M11 2,582303 4,478125 4,805437 4,691898 9,162182 9,233856 2,197225

2012M12 2,595497 4,479994 4,863369 4,695833 9,163323 9,261124 2,197225

2013M1

2,65752

4,4855

4,879679 4,727034 9,306964 9,165614 2,080691

2013M2 2,683598 4,492594 4,759461 4,754021 9,056974 8,999453 2,080691

2013M3 2,681319 4,496403 4,755167 4,686474 9,186633 9,334573 2,022871

2013M4 2,690405 4,494331 4,812747 4,627421 9,180066 9,296099 1,998774

2013M5 2,694727 4,506073 4,847612 4,630448 9,26418

9,29426

1,93586

2013M6 2,702413 4,505157 4,874416 4,633952 9,253378 9,253481 1,918392

2013M7 2,691585 4,492989 4,858176 4,681483 9,32513 9,262538 1,93586

2013M8 2,694412 4,498877 4,796657 4,71205 9,298904 9,295059 1,918392

2013M9 2,679775 4,488407 4,931461 4,714921 9,366953 9,349627 1,918392

2013M10 2,697304 4,48347 4,846159 4,692082 9,421065 9,415608 1,93586

2013M11 2,701214 4,491732 4,860777 4,680185 9,362425 9,298523 1,918392

2013M12 2,704955 4,494424 4,931028 4,707366 9,299134 9,391268 1,900614

2014M1 2,725272 4,503293 4,909238 4,683242 9,398234 9,219533 1,900614

2014M2 2,756736 4,497484 4,90096

4,69043 9,177178 9,146475 1,882514

2014M3 2,771627 4,500361 4,801096 4,677305 9,350731 9,432342 1,791759

2014M4 2,765434 4,498165 4,871016 4,679907 9,398978 9,376288 1,771557

2014M5 2,733831 4,494277 4,904937 4,69629 9,341975 9,350489 1,771557

2014M6

2,75385 4,481105 4,933628 4,716712 9,392514 9,305069 1,756132

2014M7 2,771502 4,491278 4,930497 4,670677 9,42163 9,383345 1,750937

2014M8 2,786294 4,493736 4,861508 4,621142 9,425609 9,373392 1,750937

2014M9 2,793231 4,513336 5,013962 4,575638 9,50159 9,421419 1,750937

2014M10 2,779395 4,515331 4,922194 4,470838 9,519722 9,55335 1,640937

2014M11 2,773117 4,527965 4,966038 4,375002 9,460395 9,515523 1,593309

2014M12 2,738871 4,537122 5,022752 4,132603 9,44185 9,608527 1,593309

2015M1 2,756889 4,555286 5,070504 3,866188 9,486037 9,57212 1,587192

2015M2 2,762959 4,557614 4,968652 4,062166 9,322798 9,356675 1,587192

2015M3 2,761776 4,553907 4,888374 4,023385 9,48794 9,621326 1,543298

2015M4 2,745546 4,540096 4,961749 4,086312 9,464216 9,574679 1,543298

2015M5 2,742097 4,541949 4,977351 4,160132 9,432825 9,568346 1,543298

2015M6 2,764614 4,538758 5,039037 4,118712 9,540954 9,584464 1,568616

2015M7 2,795741 4,552519 5,037539 4,035302 9,529878 9,600184 1,568616

2015M8 2,763629 4,537552 4,947685 3,839882 9,572047 9,566812 1,543298

2015M9 2,752301 4,540155 5,110181 3,863253 9,566939 9,607882 1,543298

2015M10 2,770445 4,537974 5,006535 3,880119 9,557707 9,637181 1,543298

2015M11 2,779832 4,546462 5,051297 3,790307 9,522531 9,652499 1,574846

2015M12 2,755622 4,549835 5,100639 3,637849 9,466802 9,723916 1,543298

2016M1 2,739022 4,571868 5,138163 3,424263 9,515416 9,452691 1,574846

2016M2 2,741679 4,559331 5,044686 3,471345 9,44704 9,322608 1,587192

2016M3 2,757907 4,530149 4,948528 3,643097 9,567874 9,656316 1,658228

2016M4 2,761979 4,527474 5,037784 3,727619 9,505357 9,618262 1,658228

2016M5 2,786394 4,546344 5,052458

3,8446

9,550999 9,625753 1,658228

2016M6 2,796162 4,54124 5,110427 3,876396 9,609757 9,673397 1,658228

2016M7 2,817668 4,534877 5,107065 3,805551 9,570763 9,65077 1,658228

2016M8 2,815175 4,539221 5,018144 3,825157 9,697462 9,664113 1,658228

2016M9

2,82495 4,533836 5,183431 3,840957 9,617975 9,689763 1,568616

2016M10 2,833803 4,552356 5,074194 3,902377 9,630972 9,72735 1,568616

2016M11 2,828201 4,565625 5,120823 3,800644 9,705621 9,778717 1,568616

2016M12 2,821671 4,568772 5,180373 3,976124 9,643098 9,787717 1,568616

2017M01 2,834586 4,558373 5,145138 3,999668 9,65258 9,547926 1,568616

2017M02 2,849765 4,548745 5,186186 4,004967 9,487025 9,583512 1,568616

2017M03 2,853567 4,545138 5,002069 3,943328 9,658599 9,857309 1,568616

2017M04 2,856689 4,545112 5,109174 3,957188 9,653103 9,701477 1,568616

2017M05 2,862457 4,53425 5,121984 3,918601 9,79592 9,818518 1,568616

2017M06 2,878685 4,532469 5,192928 3,836653 9,746018 9,809578 1,568616

2017M07 2,887554 4,518859 5,184951 3,881151 9,780176 9,772295 1,568616

2017M08 2,890366 4,510921 5,098802 3,945458 9,859571 9,828649 1,568616

2017M09 2,903935 4,519587 5,307417 4,028027 9,870094 9,912791 1,587192

2017M10 2,911496 4,521864 5,231198 4,051959 9,904321 9,854545 1,581038

2017M11 2,943372 4,511666 5,279535 4,138521 9,913193 10,0159 1,564441

2017M12 2,975564 4,502132 5,286534 4,164648 9,846595 9,999127 1,564441

2018M01 3,02016 4,500049 5,334932 4,235265 9,954781 9,880989 1,558145

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Các yếu tố tác động đến giá chứng khoán tại Việt Nam

ƢỜ Ọ

HUỲNH THỦY TIÊN

CÁC Y U TỐ QUY Ị N

GIÁ CHỨNG KHOÁN T I VIỆT NAM

LUẬ Ă SĨ

ƢỜ Ọ

HUỲNH THỦY TIÊN

CÁC Y U TỐ QUY Ị N

GIÁ CHỨNG KHOÁN T I VIỆT NAM

LUẬ Ă SĨ T

TS. Ị THU HỒNG

LỜ A A

DANH M C TỪ VI T TẮT

DANH M C BẢNG BIỂU

TÓM TẮT

ƢƠ 1. MỞ ẦU

ƢƠ 2. TỔNG QUAN LÝ THUY T

VÀ CÁC NGHIÊN CỨU ƢỚ ÂY

ƢƠ 3. DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ

ƢƠ Ê ỨU

ƢƠ 4: K T QUẢ

ƢƠ 5: K T LUẬN Ề XUẤT CHÍNH SÁCH

DANH M C TÀI LIỆU THAM KHẢO

PH L C

Có thể bạn quan tâm

Nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến quyết định chấp nhận sử dụng dịch vụ ngân hàng điện tử tại Ngân hàng Thương mại Cổ phần Đầu tư và Phát triển Việt Nam - Chi nhánh Buôn Hồ (Đắk Lắk)

Luận văn Thạc sĩ: Quản lý hoạt động phát triển nhận thức cho trẻ mẫu giáo ở các trường mầm non, huyện Hoàng Su Phì, tỉnh Hà Giang

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Ảnh hưởng của chính sách thuế đến phát triển bền vững doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam

Tác động của khả năng sinh lợi và cơ hội tăng trưởng đến cấu trúc vốn của 100 doanh nghiệp niêm yết hàng đầu Việt Nam

Tác động của cấu trúc sở hữu vốn đến thận trọng kế toán: Bằng chứng thực nghiệm tại các ngân hàng thương mại cổ phần niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Ảnh hưởng của các yếu tố môi trường tinh thần đến hiệu quả công việc của nhân viên ngân hàng thương mại cổ phần tại Thành phố Hồ Chí Minh

Tác động của biến động dòng tiền đến đòn bẩy tài chính: Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam

Nhận biết rủi ro và ý định sử dụng dịch vụ tài chính kỹ thuật số của giới trẻ Việt Nam

Mối quan hệ giữa phát triển công nghệ thông tin và truyền thông với hiệu quả kinh doanh ngân hàng: Nghiên cứu tại thị trường mới nổi Việt Nam

Tài liệu học tập môn Thị trường chứng khoán

Chuyển đổi số và rủi ro tài chính tại các ngân hàng thương mại: Bằng chứng thực nghiệm từ các ngân hàng thương mại Việt Nam

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 1 - Tổng quan về Quản trị tài chính

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 2 - Phân tích báo cáo tài chính

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 3 - Quản trị vốn lưu động

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 4 - Giá trị của tiền tệ theo thời gian

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 5 - Định giá chứng khoán

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 6 - Rủi ro và lợi nhuận

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 7 - Chi phí sử dụng vốn

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 8 - Đánh giá hiệu quả sử dụng vốn đầu tư

Bài giảng Tài chính nhà quản trị: Chương 9 - Kế hoạch ngân lưu

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum

Luận án Tiến sĩ: Cơ cấu bệnh tim mạch và chất lượng cuộc sống của người cao tuổi mắc suy tim, rung nhĩ điều trị tại Bệnh viện Thống Nhất, thành phố Hồ Chí Minh

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng giải pháp đảm bảo an toàn thông tin cho quá trình học liên kết dựa trên mật mã

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Phát triển năng lực đánh giá công nghệ cho học sinh trong dạy học môn Công nghệ 11 ở trường trung học phổ thông

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phân loại chi cầu diệp – Bulbophyllum Thouars (Orchidaceae) ở vùng Tây Nguyên bằng phương pháp hình thái và phân tử

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu đặc điểm phân bố và dinh dưỡng của các loài lưỡng cư ở Vườn Quốc gia Bến En và Khu bảo tồn thiên nhiên Pù Luông, tỉnh Thanh Hóa

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp luật dẫn và điều khiển cho một lớp tên lửa đối hải trên cơ sở ứng dụng mạng nơ ron và hệ mờ

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hệ điều khiển góc Pitch tua bin gió trong điều kiện có nhiễu tác động

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hóa học lipid của hai loài san hô thủy tức Millepora dichotoma và Millepora platyphylla ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu kiểm soát phân phối công suất kéo trên cầu chủ động của ô tô con bằng ABS

Luận án Tiến sĩ: Ứng dụng phản ứng Domino vào tổng hợp các dẫn xuất Podophyllotoxin, Pyrimidine và đánh giá hoạt tính sinh học của các chất tổng hợp được

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và một số hoạt tính sinh học của cây chùm ngây (Moringa oleifera)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và ứng dụng ức chế ăn mòn cho thép của cao chiết xuất từ cây Lộc vừng thuộc họ Lecythidaceae

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP