Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữ cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ---------------

NGUYỄN HỒNG PHÚC

N G C NG T N T N O N VÀ G C Ế

LUẬN VĂN T ẠC SĨ N TẾ

Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM ---------------

NGUYỄN HỒNG PHÚC

N G C NG T N T N O N VÀ G C Ế

Chuyên ngành: Tài chính - ngân hàng Mã số: 60340201

NGƯỜ ƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang

Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

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

hướng dẫn là PGS. TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang. Mọi số liệu phục phụ cho bài nghiên

cứu này được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau và được ghi rõ trong phần tài liệu

tham khảo. Mọi kết quả trong bài nghiên cứu này là trung thực và chưa từng được công

bố trước đây.

Nếu có bất kỳ sai phạm nào, tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước Hội đồng bảo vệ.

Thành phố H 10 ăm 2013.

Tác giả

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI

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

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 2

CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ CHỨNG KHOÁN ................................................................................................................................ 4

2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN .................................................................................... 4

2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN .................................................................................................. 6

2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN.............................................................................................. 8

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU ............................................................................................................................ 11

3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ......................................... 11

3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH ...................................................................................... 12

3.2.1 Kiểm định mối quan hệ nhân quả ............................................................... 12

3.2.2 Mô hình hệ phương trình cấu trúc .............................................................. 13

3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU .................................................... 15

3.4 NHỮNG VẤN ĐỀ KINH TẾ LƯỢNG ............................................................... 16

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...................................................... 18

4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU ............ 18

4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ ................................................................................................... 20

4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT ......................................................... 20

4.4 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ ..................................................................... 21

4.5 KẾT QUẢ CHẠY PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ ............................................... 22

4.6 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI ................................... 25

4.7 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI VỚI BIẾN GIẢ ĐẠI

DIỆN CHO CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU ........................... 29

4.8 THẢO LUẬN VỀ KẾT QUẢ .................................................................................... 33

4.8.1 Về quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản ................................................ 33

4.8.2 Về giá cổ phiếu .............................................................................................. 38

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN ..................................................................................... 43

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ........................................................ 46

PHỤ LỤC A: SỐ LIỆU PHỤC VỤ BÀI NGHIÊN CỨU .................... 51

PHỤ LỤC B: ĐIỀU CHỈNH YẾU TỐ MÙA CHO CÁC CHUỖI

SỐ LIỆU ............................................................................................................................. 59

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

Giá trị của quan sát thứ t đã hiệu chỉnh yếu tố mùa ADYt:

Chỉ số giá tiêu dùng CPI:

Khủng hoảng tài chính toàn cầu GFC:

HASTC: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội

HNX: Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội

HOSE: Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế IFS:

Quỹ tiền tệ quốc tế IMF:

Lạm phát INF:

Thanh khoản LQ:

Lãi suất cho vay LR:

: Hàm cầu tiền đã loại trừ lợi suất của các tài sản thay thế

: Lợi suất biên quy ra tiền của tài sản thứ J

HSHQ: Hệ số hồi quy

MS: Cung tiền

Chỉ số thời vụ của quan sát thứ t

Trung bình chỉ số thời vụ

Phương pháp bình phương nhỏ nhất Mt: : OLS:

Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán

Tỷ lệ phần trăm thay đổi dự báo trong mức giá chung P: :

RGDP: Tổng sản phẩm trong nước thực

Dự trữ tiền RM:

Lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán

SGDCK: Sở Giao dịch Chứng khoán

Chỉ số thời vụ chung SINt:

TBR: Lãi suất trái phiếu kho bạc

TTCK: Thị trường chứng khoán

TTGDCK: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán

USD: Đồng đô la Mỹ

VAR: Vector Auto Regressive

VECM: Vector Error-correction model

VND: Tiền đồng Việt Nam

Thu nhập Y:

Trung bình trượt của quan sát thứ t

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI

Bảng 1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị ........................................... 18

Bảng 2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1 ...................................... 19

Bảng 3: Bảng tổng hợp thống kê mô tả các biến sử dụng trong các hồi quy ............. 20

Bảng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết ................................................................... 21

Bảng 5: Kết quả kiểm định nhân quả ......................................................................... 22

Bảng 6: Kết quả chạy các phương trình riêng lẻ ........................................................ 23

Bảng 7: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời ...................................................... 26

Bảng 8: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời với biến giả đại diện cho cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu .................................................................... 30

Bảng 9: Chạy VAR với độ trễ sơ bộ .......................................................................... 34

Bảng 10: Kết quả kiểm định độ trễ tối đa ..................................................................... 35

Bảng 11: Kết quả chạy lại VAR với độ trễ tối đa – độ trễ 2......................................... 36

Bảng 12: Kết quả kiểm định độ trễ cần loại bỏ ............................................................ 37

Bảng 13: Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư .................................................... 37

LỜI MỞ ĐẦU

Đại hội đại biểu toàn quốc lần thứ VI của Đảng Cộng sản Việt Nam (họp từ 15 đến

18/12/1986), với phương châm “nhìn thẳng vào sự thật”, Đảng ta đã phân tích, đánh

giá tình hình trong nước và thế giới một cách khách quan, xác định các xu thế phát

triển tất yếu của thế giới và đã thực hiện bước chuyển đổi quan trọng cả về luận và

thực tiễn: xóa bỏ cơ chế quản tập trung, hành chính, quan liêu bao cấp, chuyển sang

nền kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa.

Đến nay, công cuộc đổi mới đã tiến hành hơn 25 năm, dù chưa làm cho Việt Nam

trở thành một nền kinh tế hùng mạnh, thành những “con rồng”, “con hổ” của châu Á

nhưng những thành tựu, những cải cách kinh tế mà nước ta đã đạt được sau hơn 25

năm tiến hành đổi mới nền kinh tế đã làm cho nền kinh tế nước ta từng bước vận

hành theo đúng cơ chế cung cầu của thị trường. Các biện pháp quản lí, các chính

sách kinh tế của Chính phủ cũng đã phần nào theo đúng theo thông lệ quốc tế dù

muốn hay không. Đây là những tiền đề cơ bản để có thể thực hiện được các nghiên

cứu về mối quan hệ giữa các biến số vĩ mô trong nền kinh tế - một điều mà rất nhiều

nhà kinh tế học đã thực hiện từ lâu ở các nền kinh tế phát triển trên thế giới. Đây

cũng là cơ sở để bài viết này tiến hành kiểm định về mối quan hệ giữa giữa cung

tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu tại Việt Nam.

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

ác động của cung tiền đến lãi suất và tính thanh khoản được đề xuất lần đầu ti n

vào năm 1961 bởi Friedman – nhà kinh tế học từng đoạt giải Nobel sau đó. ác động

nghịch biến của cung tiền đến lãi suất đã được xác nhận bởi một loạt các bài nghi n

cứu, trong khi nhận định về tác động dương của cung tiền đến thanh khoản lại chưa

có nhiều ủng hộ. rong khi Hamilton (1997) đã cố gắng để cho thấy một hiệu ứng

thanh khoản bằng cách sử dụng quan sát hàng ngày, những nghi n cứu của các nhà

kinh tế học khác (Pagan & Robertson, năm 1995; Goodfriend, năm 1997; Leeper &

Gordon năm 1992; Edmond & Weill, 2005; hornton, 2007a) đã không thành công

trong việc xác minh nhận định này trong các báo cáo thực nghiệm của họ. Hiệu ứng

thanh khoản vì vậy v n chưa được thống nhất về m t thực nghiệm. Ngoài ra, những

nghi n cứu về thanh khoản đã giảm đi trong những năm 2000.

Vào tháng 9 năm 2012, nhóm ba tác giả gồm Mohamed Ariff, in-fah Chung và

Shamsher M đã sử dụng dữ liệu hàng quý từ năm 1960-2011 và hệ phương trình

đồng thời để nghi n cứu về mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

tại anada. ết quả của bài nghi n cứu đã cho thấy tác động dương của cung tiền

đến thanh khoản đối với anada. Bằng cách mở rộng hệ phương trình với một

phương trình thanh khoản và sau đó kiểm soát ảnh hưởng của lợi nhuận, các tác giả

tìm thấy một tác động dương có ý nghĩa thống k của tính thanh khoản đến giá cổ

phiếu. Bài nghi n cứu đã khắc phục được một số thiếu sót trong các nghi n cứu

trước, những kết quả thu được đã xác nhận ảnh hưởng của cung tiền đến thanh

khoản và tác động của thanh khoản đến giá tài sản.

Bài luận văn này dựa theo nghi n cứu của 3 tác giả tr n để tìm hiểu về một vấn đề

tương tự là: liệu rằng tại Việt Nam thì giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

có quan hệ với nhau hay không?

Bài viết này tiếp cận vấn đề còn chưa được giải quyết ở Việt Nam nhận định về mối

quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản bằng cách xây dựng một mô hình kiểm định

đáng tin cậy. Bài viết áp dụng một hệ phương trình để kiểm định sự tồn tại hiệu ứng

tiền đến thanh khoản. Mô hình kiểm định này kết hợp với một số cải tiến kinh tế

lượng cần thiết để loại bỏ các vấn đề tính toán g p phải trong các nghi n cứu trước

đó, trong khi v n thể hiện được điểm gãy cấu trúc do ảnh hưởng từ cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu trong các mô hình kiểm định.

Một sự đổi mới của nghi n cứu này là phần mở rộng của lí thuyết cung tiền về thanh

khoản bao gồm giá cổ phiếu. Như là một cách kiểm định ch t chẽ nhất các giả

thuyết, bài viết kiểm định nhân quả mối li n hệ giữa cung tiền và thanh khoản, cũng

như giá cổ phiếu trong khi kiểm soát lợi nhuận. Bài viết sử dụng chuỗi dữ liệu quan

sát hàng quý của nền kinh tế Việt Nam trong khoảng thời gian 12 năm từ quý 1 năm

2001 đến quý 4 năm 2012 được sử dụng để chạy các mô hình hồi quy.

ết quả cuối cùng mà bài viết này hướng đến là tìm ra đáp án thõa đáng cho 3 câu

hỏi đối với Việt Nam là

 Cung tiền có tác động đến thanh khoản và giá cổ phiếu hay không?

 Tác động (nếu có) của thanh khoản đến giá cổ phiếu là nhiều hay ít?

 Những tác động n u tr n sẽ thay đổi ra sao khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài

chính toàn cầu?

Phần tiếp theo, nội dung chính của bài viết này được sắp xếp như sau

 hương 2: Thảo luận về thuyết cung tiền, cũng như các biến của mô hình,

trong đó tập trung thảo luận về (i) hiệu ứng thanh khoản và (ii) giá cổ phiếu.

 hương 3: Giải thích các bước chuẩn bị dữ liệu, các mô hình kiểm định cho

các kiểm định quan hệ nhân quả, hệ phương trình và mô hình hồi quy.

 hương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận.

 hương 5: Kết luận.

CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ

CHỨNG KHOÁN

Phần này trình bày ngắn gọn các nghi n cứu có li n quan. ho đến nay v n không

có bằng chứng rõ ràng nào mô tả về nhận định hiệu ứng thanh khoản. Mối liên kết

giữa tính thanh khoản và giá chứng khoán (tài sản) được khảo sát trước khi xem xét

phương trình cung tiền nội sinh.

2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN

Hiệu ứng thanh khoản lên lãi suất được giới thiệu bởi Friedman (1961) để mô tả tác

động đầu tiên trong số 3 tác động gây ra bởi những thay đổi ngoại sinh không mong

đợi trong cung tiền (2 nhân tố tác động còn lại là thu nhập và lạm phát dự kiến).

Trong khi vấn đề liệu rằng thay đổi trong cung tiền có d n đến lãi suất thay đổi theo

hướng ngược lại hay không còn đang bàn cãi (Bryant, Holtham & Hooper, 1988) thì

nghiên cứu của Laidler (1985) đã kết thúc vấn đề này khi đưa ra kết quả hỗ trợ mạnh

mẽ cho hiệu ứng thanh khoản. Mối liên kết giữa cung tiền và lãi suất đã được thừa

nhận bởi nhiều nhà kinh tế và nhà hoạch định chính sách tr n cơ sở những bằng

chứng rằng sự thay đổi tiền tệ tác động lên lãi suất. Dự trữ tiền m t là một phần

trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản. Sự gia tăng trong dự trữ tiền m t

sẽ làm giảm lợi suất từ đồng tiền được nắm giữ. hay đổi trong cung tiền vì thế đại

diện cho sự thay đổi tỉ suất sinh lợi của tiền.

M t khác, cầu tiền là một hàm của lãi suất cũng như lợi suất trên vốn cổ phần, tương

ứng với trái phiếu và cổ phiếu. Bất kỳ sự tăng l n nào của cung tiền sẽ d n đến tất cả

mức lãi suất và lợi suất nói chung trong cầu tiền giảm xuống. Tốc độ mà lợi suất

trên một tài sản phản ứng tùy thuộc vào tỉ lệ số tiền nắm giữ vượt quá trạng thái cân

bằng sẽ được điều chỉnh khi người nắm giữ tiền cân đối lại danh mục để đối phó với

cú sốc cung tiền. Điều này cung cấp bằng chứng cho thấy ngân hàng trung ương sử

dụng tiền dự trữ để gây ảnh hưởng như thế nào. Tỉ lệ phản ứng của các mức giá tài

sản khác nhau tùy thuộc vào những người mua (tài sản) tiềm năng thay đổi danh

mục tài sản nhanh như thế nào bằng cách can thiệp vào việc nắm giữ tiền vượt mức.

Nếu những người mua tiềm năng này, chẳng hạn như định chế, dealers và các cá

nhân giàu có phản ứng với những thay đổi trong cân đối tiền của họ khi họ thực hiện

cân đối lại danh mục đầu tư, khi đó lợi suất trên chứng khoán doanh nghiệp cũng bị

ảnh hưởng. Vì thế, giá chứng khoán cũng phải phản ứng với sự thay đổi cung tiền

với một hệ số âm thông qua việc cung tiền tác động đến kênh lãi suất.

Tiền đóng một vai trò nổi bật trong các lí thuyết cơ bản về cơ chế truyền d n chính

sách tiền tệ. Tuy nhiên, có rất ít bằng chứng có ý nghĩa thống kê về hiệu ứng thanh

khoản được xác nhận trong các nghiên cứu trước đây. Những nghiên cứu đó rất phổ

biến trong những năm 1970 – 1990 trong khi mối quan tâm cho đề tài này đã suy

yếu trong những năm 2000. Những nghiên cứu trước đó nỗ lực để xác định hiệu ứng

thanh khoản đã không thành công là do hầu hết các nhà nghiên cứu sử dụng dữ liệu

có tần số thấp (chúng chỉ lí tưởng cho đánh giá tác động nhanh của cung tiền lên lãi

suất). Có thể là do các nghiên cứu đó phải kiểm soát các ảnh hưởng của chính sách

tiền tệ tác động lên các biến kinh tế. Hamilton (1997) đã tìm cách phát triển cách đo

lường thuyết phục hơn về hiệu ứng thanh khoản bằng cách ước tính cách thức phản

ứng của lãi suất li n bang đến cú sốc cung tiền dự trữ ngoại sinh: ông sử dụng số

liệu hàng ngày để ước tính hiệu ứng thanh khoản hàng ngày.

Với những nghiên cứu khác, việc thiếu đi sự hỗ trợ của một hiệu ứng thanh khoản sử

dụng kết hợp nhân tố dự trữ và tiền tệ tần số thấp có thể do sự phản ứng chậm của

thu nhập danh nghĩa ho c kỳ vọng lạm phát của cú sốc cung tiền ho c sự bất lực của

người nghiên cứu để cách ly cú sốc tiền tệ ngoại sinh ho c thậm chí là phương pháp

kiểm định. Các nhà nghiên cứu đã nỗ lực vượt qua những vấn đề này, sử dụng

Structural vector aggregates (SVAR). Mô hình SVAR được ước tính bằng việc sử

dụng một kết hợp đa dạng của tiền và dự trữ tiền. Dừ vậy, thật khó để tìm thấy bằng

chứng thuyết phục của hiệu ứng thanh khoản trong những mô hình này như đã được

tuyên bố bởi Pagan và Robertson (1995). Tuy nhiên, hầu hết các nhà kinh tế thực

nghiệm và nhà hoạch định chính sách tin rằng hiệu ứng thanh khoản xuất hiện trong

dữ liệu của nền kinh tế Hoa Kỳ, dù mức độ của hiệu ứng còn đang tranh luận,

nguyên nhân phần lớn là vì những vấn đề về nhận diện trong công tác thống kê

trước đó.

Khi vắng m t các giả định nhận biết mạnh, không có bằng chứng phù hợp của hiệu

ứng thanh khoản trong dữ liệu của Hoa Kỳ, Leeper và Gordon (1992). Những

nghiên cứu khác cho thấy rằng hiệu ứng thanh khoản phản ánh phần nào sự sắp xếp

của nền kinh tế trên một điểm cân bằng nhất định khi nhiều giải pháp được áp dụng.

Vì thế, Goodfriend (1997) đề xuất một mô hình trong đó các công ty cạnh tranh

không hoàn hảo đối m t với một đường cầu xoắn. Quán tính của giá nổi lên một

cách nội sinh tạo ra những ảnh hưởng thực đến chính sách tiền tệ, trong đó hiệu ứng

thanh khoản có thể đóng một vai trò nào đó.

2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN

Nếu các cá nhân có thể nắm giữ tài sản trong hai dạng, tiền ho c cổ phiếu thường,

mô hình danh mục đầu tư của Copper (1970) cũng như của Palmer (1970) có thể hấp

d n để nhận biết tác động của cung tiền lên giá tài sản (cổ phiếu). Lợi suất biên của

tài sản chứng khoán quyết định số lượng tài sản, ví dụ như cổ phần mà các cá nhân

sẽ nắm giữ. Một danh mục đầu tư được xem là cân bằng khi lợi suất bi n để nắm giữ

(1) 2 tài sản là bằng nhau: - =

rong đó, vế trái là lợi suất của tiền và vế phải là lợi suất của chứng khoán; chi tiết

các chỉ tiêu như sau

là lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán (cổ tức cộng với sự

 là tỉ lệ phần trăm thay đổi dự tính trong mức giá chung;



là lợi suất biên quy ra tiền của tài sản thứ J (rủi ro của tài sản thứ J

thay đổi của giá chứng khoán);



hoàn toàn là một hàm của cầu tiền đã loại trừ lợi suất của các tài sản

không được bao hàm trong lợi suất quy ra tiền của chính nó);



loại trừ l n nhau trong phương trình. Sự

thay thế.

đơn thuần là một hàm của tiền. hay đổi của

Hiệu ứng thu nhập dương lên

và

khác biệt giữa

tiền gây ra những điều chỉnh danh mục đầu tư xét về phía người nắm giữ tài sản

thông qua sự thay đổi trong các danh mục MNPSt. Cung tiền vì vậy tác động đến lợi

suất chứng khoán.

Vì thế, có thể nhìn thấy bằng việc sắp xếp lại phương trình. Lợi suất chứng khoán

bằng:

- ) -

= ( Mô hình của Cooper cho thấy cung tiền được kết hợp như thế nào trong mô hình

(2)

định giá tài sản trong tài chính. Mối liên kết giữa thanh khoản từ cung tiền đến giá

chứng khoán vì thế được đề ra trong nghiên cứu này. Đề xuất của Friedman có thể

được mở rộng rằng cung tiền có ảnh hưởng lên giá tài sản, cụ thể là giá cổ phần

trong nghiên cứu này.

Một mô hình khác về giá tài sản rất phổ biến là mô hình định giá tài sản vốn

(Gordon, 1956):

(3) =

rong đó

 là giá hiện tại của cổ phiếu;

 là cổ tức tại thời điểm 0;

 g là tỉ lệ tăng trưởng thường xuyên liên tục của cổ tức;

 là lãi suất phi rủi ro tại thời điểm t;

 là phần bù rủi ro vốn tại thời điểm t.

Bằng cách lưu ý rằng “ = EPS (payout)”, mối liên hệ được nhận thấy là giá

chứng khoán tương quan với EPS ho c một số biến đại diện cho nó như sản lượng

công nghiệp – một đại diện cho lợi nhuận của các công ty, payout là hằng số tương

đối trong nền kinh tế.

ìm kiếm một tác động có thể có giữa giá chứng khoán và cung tiền là một đề tài

nghi n cứu học thuật trong nhiều thập kỷ sử dụng kiểm định trực tiếp tác động của

cung tiền l n cổ phiếu Brennan, hordia và Subrahmanyam (1998). Và điều này đã

được thực hiện thông qua thuyết tiền tệ nội sinh. rong thời điểm của cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu, tác động thanh khoản của cung tiền l n giá chứng khoán

đã trở thành một đề tài nóng trong các buổi thảo luận chính sách để hiểu ra điều gì

đã gây ra ảnh hưởng xấu cho hệ thống tài chính.

Hầu hết các nghi n cứu sử dụng mô hình Danh mục tiền tệ (MP) của Brunner

(1961), Friedman và Schwartz (1963) và agan (1972) như là điểm khởi đầu. Một

nhà đầu tư được giả định rằng đang tìm kiếm một vị thế cân bằng, nhà đầu tư này sẽ

nắm giữ một số tài sản bao gồm cả tiền trong danh mục đầu tư của mình. Một biến

động tiền tệ ví dụ như một sự tăng l n hay giảm xuống không mong đợi của cung

tiền sẽ gây ra sự mất cân bằng trong danh mục tài sản. Nhà đầu tư vì thế sẽ cố gắng

tái cân bằng vị thế tiền tệ cũng như vị thế đối với những tài sản khác mà họ mong

muốn bất cứ khi nào những thay đổi tiền tệ diễn ra trong hệ thống tài chính tự do.

Sử dụng phân tích pooled cross-section và chuỗi thời gian, Brennan và các cộng sự

(1998) đã đưa ra một mối quan hệ tích cực quan trọng giữa lợi suất cổ phần và tính

thiếu thanh khoản. Rõ ràng đây là một nghi n cứu chỉ ra rằng cung tiền tác động đến

giá cổ phiếu.

Mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán trong Sprinkel (1964) đã chỉ ra

những bằng chứng cho thấy tầm quan trọng của nó cung tiền d n đến thay đổi giá

tài sản ví dụ như giá cổ phần thường. uy nhi n, một số nghi n cứu đ t ra những

câu hỏi về mối li n quan này ooper (1970), Pesando (1974), Kraft và Kraft

(1977), và Rozeff (1974). Mối quan tâm nghi n cứu vấn đề này đã qua đi vào những

năm 2000 cho đến khi nổi l n cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (Global

Financial Crisis - GFC). GFC được chẩn đoán là được gây ra bởi sự thừa thanh

khoản trong khu vực tài chính làm ảnh hưởng đến khu vực thực: nghi n cứu của

Ariff, Farrar và Khalid (2012).

2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN

nh chính ảnh hưởng của cung tiền l n cổ tức là gián tiếp thông qua lợi nhuận hiện

tại và dự kiến đạt được của các công ty, đ c biệt là từ tác động dự kiến của cung tiền

l n thanh khoản đến dòng tiền của công ty. Giá trị hiện tại của cổ phiếu thường đã bị

ảnh hưởng bởi sự thay đổi kỳ vọng của cổ tức, và tác động chính của cung tiền là l n

tỉ lệ tăng trưởng mong đợi của cổ tức. ỉ lệ tăng trưởng cổ tức trong mô hình của

Gordon tăng l n khi những thay đổi lâu dài trong lợi nhuận một công ty diễn ra

thông qua việc công ty cam kết những dự án có NPV dương bởi vì chi phí sử dụng

vốn thấp thấp hơn khi lãi suất giảm sau khi cung tiền tăng l n. huỗi sự kiện này

cho thấy rằng một biến đại diện cho lợi nhuận là một biến tốt hơn so với cổ tức, đ c

biệt lưu ý rằng cổ tức phản ứng rất chậm với sự thay đổi của lợi nhuận. Vì thế, cung

tiền và giá chứng khoán có tương quan dương với nhau thông qua kênh này.

Một khuôn khổ lí thuyết khác được giới thiệu bởi những nhà tiền tệ học về mối quan

hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán được tìm thấy trong mô hình phân tích định

lượng ho c lí thuyết danh mục đầu tư phức tạp hơn. huyết số lượng tiền tệ

(Brunner, 1961; Friedman, 1961; Friedman&Schwartz, 1963) cho rằng một sự tăng

l n trong cung tiền gây ra thay đổi vị trí cân bằng của tiền đối với những tài sản phi

tiền tệ khác ví dụ cổ phiếu trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản. Tác

động này làm thay đổi nhu cầu đối với những tài sản khác để đạt đến vị trí cân bằng

tiền tệ.

Thuyết số lượng tiền tệ cho rằng

M.V = P.Q (4)

rong đó

 M là tổng lượng tiền trong lưu thông của nền kinh tế trong một thời gian nhất

định, ví dụ 1 năm;

 P là mức giá tương ứng;

 P.Q là giá trị danh nghĩa của tiền;

 V là vận tốc của tiền trong chi ti u cuối cùng;

 Q là chỉ số giá trị thực trong chi ti u cuối cùng.

Một sự tăng l n trong cung tiền được mong đợi làm tăng cung tiền vượt quá điểm

cân bằng về tiền, d n đến vượt quá nhu cầu về cổ phiếu. Giá cổ phiếu được kỳ vọng

sẽ tăng l n. nh tác động này được mô tả như một k nh trực tiếp lần đầu ti n bởi

Sprinkel (1964). Ông đã kiểm định một mô hình định giá tài sản. hi cung tiền mở

rộng, danh mục đầu tư mong muốn sẽ mâu thu n với việc nắm giữ tiền m t hiện tại

làm lệch vị trí cân bằng. Bởi vì tiền dự trữ được nắm giữ bởi các đại lí (agents), giá

của những tài sản khác cũng như giá của hàng hóa và dịch vụ cho ti u dùng sẽ tăng

l n điểm cân bằng mới. Lí thuyết này v n đang thịnh hành dù câu hỏi làm thế nào

cung tiền tác động đến giá tài sản đã có những lí giải mới hơn, ví dụ trong Effa,

Ariff và halid (2011). Vì thế, mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán là

mối quan hệ cùng chiều về bản chất thông qua cơ chế điều chỉnh này.

óm lại, giải thích hợp nhất cho mối quan hệ giữa tiền và lợi suất chứng khoán là

phụ thuộc vào hiệu ứng thanh khoản. Điều này đã được chứng minh bằng thuyết số

lượng tiền tệ cũng như mô hình định giá tài sản trong việc thiết lập danh mục đầu tư.

iền dự trữ thay đổi bởi thanh khoản trong hệ thống tài chính đã làm biến mất mối

li n kết giữa tiền và các nhu cầu kết hợp. ăng thanh khoản (lời khuy n của IMF

năm 2009 về kích thích ti u dùng là một ví dụ) có thể được quan sát bằng sự gia

tăng mạnh hoạt động đầu tư và mở rộng dung lượng các tài khoản tiền, điều này làm

thay đổi các hoạt động tài chính và hoạt động thực sau đó. ác nghi n cứu bởi các

nhà kinh tế hậu eynes cung cấp một cái nhìn mới xem tiền là nhân tố nội sinh hơn

là ngoại sinh. Trong tài chính lí thuyết l n thực nghiệm, vai trò của thanh khoản đã

được nhấn mạnh trong những cuộc tranh luận chính sách gần đây, vì vậy thanh

khoản là một mảng nghi n cứu ứng dụng tiềm năng hữu ích cho sự hình thành giá

tài sản.

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU

NGHIÊN CỨU

3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Một hệ phương trình bao gồm 3 phương trình đồng thời của lợi suất chứng khoán

(P) thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) được sử dụng để giải quyết vấn đề nội sinh

giữa các biến như sau:

(5) Pit = f[LQ-/+, MS+, IPI+]

(6) LQit = f[MS+, Y+, LR-]

(7) MSit = f[LQ+, Y+, TBR-, P+, CPI+, CPI(1)+]

rong đó

 P là chỉ số giá cổ phiếu;

 LQ là tính thanh khoản đại diện bởi dự trữ tiền;

 MS là cung tiền;

 IPI là chỉ số sản xuất công nghiệp;

 Y là GDP thực;

 LR là lãi suất cho vay;

 TRB là lãi suất trái phiếu kho bạc;

 PI là lạm phát.

ất cả các biến đều lấy log.

Giả thuyết rằng cung tiền được xác định nội sinh từ hoạt động kinh tế một cách gián

tiếp thông qua các định chế nhận tiền gửi. Lí thuyết hậu eynes về tiền nội sinh

được mở rộng. Hoạt động kinh tế được đại diện bởi GDP thực (Y), thanh khoản

(LQ) được xác định một cách nội sinh bởi cung tiền (MS) và giá tài sản (P) từ thanh

khoản (LQ). ung tiền (MS) cũng được xác định bởi lợi suất chứng khoán (P), lạm

phát ( PI), GDP thực (Y) và lãi suất trái phiếu kho bạc ( BR). hanh khoản được

xác định bởi GDP thực (Y), cung tiền (MS) và lãi suất cho vay (LR).

Bài viết sử dụng mô hình phương trình đồng thời ở tr n, kiểm định nhân quả được

giải thích ở phần sau, mô hình kiểm định được chỉ ra b n dưới để kiểm định 7 giả

thuyết:

 H1: MS tác động nhân quả đến GDP (tiền là ngoại sinh).

 H2 GDP tác động nhân quả đến MS.

 H3 ó nhân quả qua lại giữa MS và GDP thực (đưa đến tiền là nội sinh).

ính nội sinh đó cần được thiết lập trước những yếu tố khác.

 H4 MS tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ). Điều này theo đề xuất của

Friedman là v n chưa được xác nhận.

 H5 hanh khoản (LQ) tác động nhân quả lên cung tiền (MS). iểm định

nhân quả qua lại.

 H6 Giá cổ phiếu (P) tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ).

 H7 hanh khoản (LQ) tác động nhân quả l n giá cổ phiếu (P). iểm định

nhân quả qua lại.

Theo giả thuyết từ H1 đến H3, có thể có nhân quả qua lại ho c một chiều từ GDP

thực đến cung tiền (MS).

3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH

3.2.1 K

Một số các mô hình kiểm định đã được phát triển để kiểm tra một cách cẩn thận cho

giả thuyết về mối quan hệ giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) cũng như với

cung tiền (MS). Đầu ti n trong số chúng là kiểm định nhân quả. Nếu giữa biến độc

lập và biến phụ thuộc tồn tại mối quan hệ đồng li n kết thì giữa 2 biến này ít nhất sẽ

có mối quan hệ nhân quả một chiều (Granger, 1969, 1988). Quan hệ nhân quả hàm ý

một biến có thể dùng để dự báo và làm thay đổi biến còn lại. Quan hệ nhân quả

Granger cho 2 biến xt và yt được ước lượng qua mô hình Vector AutoRegressive

(8)

j=1γjyt-j + e1t

(9) (VAR) như sau: yt = a1 + ∑n xt = a2 + ∑n

i=1βjxt-i + ∑m i=1θxt-i + ∑m

j=1δjyt-j + e2t

rong đó e1t và e2t là các sai số ng u nhi n không tương quan với nhau.

heo đó, xt sẽ không có quan hệ nhân quả Granger với yt nếu β1 = β2 =… = βi = 0, giả

thuyết này được kiểm định bằng kiểm định F. Nếu không có đồng li n kết được tìm

thấy giữa các biến, thì kiểm định nhân quả chuẩn (Granger, 1969) có thể được áp

dụng. Nếu có đồng li n kết, thì quan hệ nhân quả có thể được xác định bằng cách

dùng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model - VECM)

(10) (Granger, 1988) như b n dưới i=1α1i ∆yt-i + ∑n ∆yt = a0 + ∑n

i=1α2i ∆xt-i + ∑n

i=1α3 ∆ECt-n + εt

Quan hệ nhân quả ngắn hạn của VE M có thể được kiểm định bằng cách dùng Wald test (X2 test), và quan hệ nhân quả dài hạn có thể được kiểm định bằng cách

xác định xem liệu hệ số a3 trong phương trình tr n có khác 0 một cách có ý nghĩa

thống k hay không.

3.2.2 Mô ì p ươ g trì cấ trúc

Bài viết đưa ra hệ phương trình như sau

(5a) Pit = f[LQ-, MS+]

(6a) LQit = f[MS+, P+]

(7a) MSit = f[GDP+]

rong đó Pit là chỉ số giá chứng khoán, LQit là thanh khoản được đo bằng tiền dự trữ

và MSit là cung tiền. Các biến đều lấy log và có tính dừng. Việc sử dụng những

phương trình kiểm định này sẽ được thảo luận tỉ mỉ như b n dưới.

Nếu 2 biến là đồng liên kết như được thảo luận ở trên, thì cả VECM l n kiểm định

nhân quả Granger đều có thể được sử dụng để kiểm định cho mối quan hệ nhân quả

giữa giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) phương trình (5a) và (6a) sẽ được sử

dụng bởi vì cả hai biến này được xác định một cách đồng thời. Phương trình (7a)

cũng sẽ được sử dụng để kiểm định giả thuyết rằng có một mối quan hệ nhân quả

hai chiều giữa GDP thực (Y) và cung tiền (MS).

Theo giả thuyết từ H4 đến H7: giá cổ phiếu (P) được mong đợi sẽ ảnh hưởng đến

thanh khoản (LQ) và thanh khoản (LQ) cũng được mong đợi sẽ tác động đến giá cổ

phiếu (P). Bằng cách sử dụng VECM hay kiểm định nhân quả Granger, phương

trình (5a) và (6a) có thể hữu dụng trong việc xác định những giả thuyết này.

Giả thuyết H5 cho rằng có thể có quan hệ nhân quả qua lại ho c một chiều giữa giá

chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ), điều này có thể được kiểm định bằng cách sử

dụng VECM và kiểm định nhân quả Granger áp dụng cho phương trình (5a) và (6a).

Giả thuyết H7 cho rằng có một mối quan hệ đồng thời (hay hiệu ứng) giữa giá cổ

phiếu (P) và thanh khoản (LQ) và giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P), điều

này có thể được kiểm định bằng cách dùng phương trình (5a) và (6a).

Tất cả các mối quan hệ cấu trúc lí thuyết bên trên sẽ được kiểm định bằng cách dùng

một hệ phương trình. Một hệ những phương trình cấu trúc đồng thời sẽ là một bổ

sung cần thiết cho những sai số đo lường giữa thực tế với lí thuyết, ngoài ra nó còn

có những đ c điểm ưu việt.

Thứ nhất, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) là những biến được xem như

nội sinh. rong trường hợp này, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) xem như

là được xác định một cách đồng thời bằng những thông tin có sẵn. Tuy nhiên, không

phải tất cả thông tin đều thích hợp đối với mỗi biến, điều này được phản ánh trong

phần dư của mỗi phương trình. Nói cách khác, thanh khoản (LQ) có thể thay đổi vì

những nguyên nhân không ảnh hưởng đến thay đổi giá chứng khoán (P).

Thứ hai, nếu cả phương trình (5) l n phương trình (6) được ước lượng một cách độc

lập, việc ước lượng các hệ số hồi quy sẽ chịu ảnh hưởng bởi độ lệch của những

phương trình đồng thời. Việc ước lượng giá trị của các hệ số hồi quy từ các phương

trình riêng lẻ sẽ rất khác biệt so với việc ước lượng chúng từ những phương trình

đồng thời vì chúng sẽ cho ra kết quả tương ứng với từng phương trình ri ng lẻ đó

mà thôi.

Quan điểm của bài viết này là độ lệch của các hệ số hồi quy trong hệ phương trình

sẽ được giảm thiểu so với việc xét riêng trong từng phương trình ri ng lẻ. Bằng việc

bao gồm tất cả các biến được thảo luận như tr n, bài viết đưa ra một hệ phương trình

cấu trúc như sau

(11) lnPit = ao + a1lnLQit + a2lnMSit + a3lnIPI + eit

(12) lnLQit = b0 + b1lnMSit + b2lnYit + b3LRit + vit

(13) lnMSit = c0 + c1lnINF + c2lnYit + c3TBRit + c4lnPit + c5LnLQit + zit

3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

Dữ liệu cần thiết cho tất cả các biến được lấy từ Dữ liệu thống k tài chính quốc tế

(International Financial Statistics - IFS) của Quỹ iền tệ quốc tế (International

Monetary Fund - IMF), Dữ liệu thống k của ổng cục hống k Việt Nam và từ

ông ty cổ phần ruyền thông ài chính StoxPlus (chi tiết xem phụ lục A). ác dữ

liệu được lấy theo quý trong giai đoạn từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2012 của

Việt Nam, tổng cộng có 48 quan sát trong m u.

Thu nhập (Y) được sử dụng làm biến giải thích trong 2 phương trình chỉ định ở tr n

(phương trình 12 và 13); và GDP thực được sử dụng làm biến đại diện cho thu nhập

(Y).

Để xác định một biến đại diện cho lợi nhuận, bài viết tìm kiếm các lí thuyết liên

quan. hỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có mối tương quan cao với thu nhập – một

chỉ ti u được biết đến để xác định lợi nhuận của các công ty trong một nền kinh tế

hiện đại ( ormendi và Lipe, 1987). Vì vậy, bài viết này sử dụng IPI như là một biến

đại diện cho các khoản lợi nhuận trong phương trình định giá tài sản (phương trình

11). Nếu IPI tăng l n, lợi nhuận của các công ty cũng tăng l n.

Tiền dự trữ (RM) được sử dụng làm biến đại diện cho thanh khoản (LQ) (Gorden &

Leeper, 2002) – một ti u chí rất phổ biến với các nhà kinh tế học về tính thanh

khoản. Sử dụng tiền dự trữ là một lựa chọn đúng đắn bởi vì, nếu hệ thống ngân hàng

có nhiều tiền dự trữ hơn thì tính thanh khoản sẽ tăng l n.

ung tiền (MS) trong bài viết này được định nghĩa là M2 như nó thường được sử

dụng trong các nghi n cứu về cung tiền.

Lãi suất tín phiếu kho bạc (TBR) và lãi suất cho vay ngân hàng (LR), được sử dụng

làm biến đại diện cho lãi suất.

Giá trị chỉ số chứng khoán trong Dữ liệu thống k tài chính quốc tế (IFS) được sử

dụng làm biến đại diện cho giá cổ phiếu (P).

Chỉ số giá ti u dùng (CPI) được sử dụng như là một biến đại diện cho lạm phát

(INF).

Bộ dữ liệu ban đầu được điều chỉnh như sau

 ất cả các biến được điều chỉnh yếu tố mùa bằng cách sử dụng trung bình

trượt (chi tiết xem phụ lục B).

 ất cả các biến được chuyển đổi sang dạng logarit ngoại trừ biến lãi suất.

3.4 NHỮNG VẤN ĐỀ KINH TẾ LƯỢNG

iểm định nghiệm đơn vị (unit root test) được thực hiện đối với tất cả các biến để

chuẩn bị bộ dữ liệu cho các kiểm định đồng li n kết và kiểm định nhân quả. Đồng

li n kết sẽ có hiệu lực nếu kết quả kiểm định nghiệm đơn vị thiết lập được số bậc

làm cho các biến được quan tâm có tính dừng. Vì vậy, bài viết sẽ đảm bảo tất cả các

biến đều có tính dừng trước khi thực hiện kiểm định đồng li n kết. Phương trình

(14) đồng li n kết của Johansen được áp dụng trong trường hợp này ∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + α2t + ∑p

i=2bi ∆Xt-i+1 + ut

rong đó

p là số lần thay đổi độ trễ cần thiết trong Xt để làm cho ut không tương quan chuỗi.

Giả thuyết vô hiệu của nghiệm đơn vị sẽ bị bác bỏ nếu thống k t của quan sát mang

giá trị âm thấp hơn critical value như trong Mac innon (1996). Hai kiểm định khác

(15)

i=2bi ∆Xt-i+1 + ut

(16) cần thiết cho các chuỗi số liệu để mô tả đ c điểm của chúng là ∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + ∑p ∆Xt = a1 Xt-1 + ∑p

i=2bi ∆Xt-i+1 + ut

rong tất cả 3 trường hợp tr n, giả thuyết được kiểm định là H0: chuỗi số liệu chứa

đựng nghiệm đơn vị, giả thuyết đối là H1 chuỗi số liệu là dừng. hống k kiểm định

( est statistic) được kiểm định sau đó bằng việc so sánh với critical value tại mức ý

nghĩa được chấp nhận

(17)

Test statistic =

ết quả đồng li n kết dựa tr n phương pháp của Johansen’s (1988) để lựa chọn độ

trễ trong VAR ( heung & Lai, 1993). Vì thế, độ trễ tối ưu của VAR được xác định

bằng cách tối thiểu hóa SB (Schwarz’s Bayesian Information riteria, 1978). Tiêu

chuẩn này được thiết kế để lựa chọn mô hình với thông tin lớn nhất có thể. hái

niệm chung của đồng li n kết cho rằng tồn tại một sự cân bằng hay một mối quan

hệ dài hạn giữa hai chuỗi thời gian mà tổ hợp tuyến tính của nó là một chuỗi dừng.

Điều này được xác nhận bằng cách sử dụng kiểm định Phillip & Perron (1988).

Hạng của ma trận hệ số Γ cho biết số vector đồng li n kết. iểm định tỉ số

likelihood đối với giả thuyết vô hiệu cho rằng có nhiều nhất r vector đồng li n kết

bằng cách sử dụng Trace Test statistic:

TraceTest =

(18)

là (p-r) hệ số tương quan chính tắc của phương pháp bình phương nhỏ

rong đó

là cỡ m u , K và nhất.

ritical value theo Mackinnon, Haug và Michelis (1999) được sử dụng để xác định

liệu giả thuyết vô hiệu cho rằng có nhiều nhất r vector đồng li n kết có bị bác bỏ

hay không. Một kiểm định tỉ số likelihood lớn nhất khác là Maximal Eigenvalue

Test statistic:

(19) Maximal Eigenvalue Test =

là r những hệ số tương quan chính tắc của phương pháp bình phương

, K, và

rong đó

lớn nhất. Giống như race est, Maximal Eigenvalue est statistics sẽ được so sánh

với critical value (theo Mackinnon và các cộng sự, 1999).

rường hợp cá biệt, khi có sự không nhất quán giữa kết quả từ race est và từ

Maximal Eigenvalue est, khi một b n chỉ ra sự hiện diện của đồng li n kết trong

khi b n còn lại thì không. rong trường hợp này, Johansen và Juselius (1990) đề

xuất rằng race est có thể yếu hơn so với Maximal Eigenvalue est. Vì thế khi

một vài sự không nhất quán phát sinh sẽ được giải quyết bằng cách chấp nhận

Maximal Eigenvalue est. iểm định này cung cấp một ước tính các tham số mạnh

mẽ và vững chắc.

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU

Để tránh các hồi quy giả mạo, bước đầu ti n trong phần chạy mô hình này, bài viết

sẽ kiểm định xem bộ số liệu mô tả ở tr n (dưới dạng log và đã điều chỉnh theo mùa)

là có tính dừng hay không bằng cách dùng kiểm định Augmented Dicky-Fuller

(ADF). Độ trễ trong kiểm định ADF được lựa chọn theo ti u chuẩn Akaike

Information Criterion (AIC).

B g 1: ết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị

Statistic 7.54979 2.22028 Prob.** 0.9612 0.9868

Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Series: LNCPI, LNGDP, LNIPI, LNLQ, LNMS, LNP, LR, TBR Date: 11/17/13 Time: 18:13 Sample: 1 48 Exogenous variables: Individual effects Automatic selection of maximum lags Automatic selection of lags based on AIC: 0 to 8 Total number of observations: 354 Cross-sections included: 8 Method ADF - Fisher Chi-square ADF - Choi Z-stat ** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality.

Intermediate ADF test results UNTITLED

Series LNCPI LNGDP LNIPI LNLQ LNMS LNP LR TBR Prob. 0.9994 0.5898 0.5498 0.8875 0.8570 0.2333 0.9005 0.4430 Lag 2 6 0 0 2 4 8 0 Max Lag 9 9 9 9 9 9 9 9 Obs 45 41 47 47 45 43 39 47

(Nguồn ính toán của tác giả).

Bảng 1 b n tr n trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị. Dựa vào

giá trị p-value của các chuỗi số liệu cho thấy tất cả các chuỗi đều có nghiệm đơn vị,

tức các chuỗi đều là không dừng, tiếp tục kiểm định nghiệm đơn vị với sai phân bậc

B g 2: ết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1

Statistic 154.885 -10.3602 Prob.** 0.0000 0.0000

Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Series: LNCPI, LNGDP, LNIPI, LNLQ, LNMS, LNP, LR, TBR Date: 11/17/13 Time: 18:21 Sample: 1 48 Exogenous variables: Individual effects Automatic selection of maximum lags Automatic selection of lags based on AIC: 0 to 9 Total number of observations: 346 Cross-sections included: 8 Method ADF - Fisher Chi-square ADF - Choi Z-stat ** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality.

Intermediate ADF test results D(UNTITLED)

Series D(LNCPI) D(LNGDP) D(LNIPI) D(LNLQ) D(LNMS) D(LNP) D(LR) D(TBR) Prob. 0.0016 0.0002 0.0000 0.0000 0.0001 0.0237 0.0023 0.0005 Lag 1 5 0 0 1 3 9 3 Max Lag 9 9 9 9 9 9 9 9 Obs 45 41 46 46 45 43 37 43

(Nguồn ính toán của tác giả).

Bảng 2 b n tr n trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1. Dựa

vào giá trị p-value của các chuỗi số liệu cho thấy tất cả các chuỗi đều dừng.

Vậy tất cả các chuỗi số liệu đều dừng ở sai phân bậc 1. ác kết quả tiếp theo của bài

nghi n cứu sẽ dựa tr n số liệu đã được lấy sai phân 1.

4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ

B g 3: Bảng tổng hợp thống k mô tả các biến sử dụng trong các hồi quy (trong

LNCPI LNGDP LNIPI

LNLQ LNMS

LNP

TBR

0.0102 -0.01 0.5 -0.44 0.2088 0.3069 3.3398 0.9640 0.6175 0.48

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Sum Sum Sq. Dev. Observations

0.0219 0.02 0.08 -0.01 0.0196 1.1061 4.2776 12.7805 0.0017 1.03 0.0177 47

0.0191 -0.05 0.38 -0.54 0.2424 -0.2946 2.7170 0.8369 0.6581 0.9 2.7032 47

0.0268 0.02 0.16 -0.12 0.0486 -0.3641 4.5275 5.6079 0.0606 1.26 0.1086 47

0.0462 0.05 0.17 -0.08 0.0594 0.1096 2.7305 0.2364 0.8885 2.17 0.1623 47

0.0587 0.06 0.13 0.01 0.0267 0.0966 2.8032 0.1490 0.9282 2.76 0.0327 47

0.0481 0.0311 0.1 -0.01 3.83 3.82 -4.8 -5.23 1.1875 1.4917 -0.9522 -1.0014 9.4086 6.9465 38.3560 87.5318 0.0000 0.0000 2.26 1.46 2.0053 102.3638 64.8717 47

các phương trình ri ng lẻ l n hệ phương trình):

(Nguồn ính toán của tác giả).

Lưu ý: Dựa theo kết quả kiểm định tính dừng b n tr n thì tất cả các chuỗi dữ liệu

đều được lấy sai phân bậc 1.

4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT

Bảng 4 b n dưới trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết giữa 3 biến (3 biến phụ

thuộc của hệ phương trình) là cung tiền (LnMS), thanh khoản (LnLQ) và giá cổ

phiếu (LnP). Kết quả cho thấy, tất cả các giá trị của Trace Statistic và Max-Eigen

Statistic đều lớn hơn giá trị ritical Value tương ứng ở mức ý nghĩa 5%. Do đó có

cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0: các chuỗi số liệu không có đồng liên kết; tức là có

dấu hiệu cho thấy các chuỗi số liệu là có đồng liên kết.

B ng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết

Date: 11/17/13 Time: 19:53 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNLQ LNMS LNP Lags interval (in first differences): 1 to 1

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * 0.551507 0.427247 0.317016 78.32008 42.23633 17.15778 29.79707 15.49471 3.841466 0.0000 0.0000 0.0000

Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 Critical Value Prob.**

None * At most 1 * At most 2 * 0.551507 0.427247 0.317016 36.08375 25.07855 17.15778 21.13162 14.26460 3.841466 0.0002 0.0007 0.0000

Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values (Nguồn ính toán của tác giả).

4.4 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ

Bảng 5 b n dưới trình bày tổng hợp các kết quả kiểm định theo c p của các biến về

kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger.

Dựa vào giá trị F-Statistic và p-value trong bảng 5, chỉ có giả thuyết vô hiệu H0:

Cung tiền (MS) không tác động nhân quả Granger đến thanh khoản (LQ) là bị bác

bỏ, các giả thuyết vô hiệu còn lại không có cơ sở để bác bỏ. Tức kết quả trên chỉ hỗ

trợ được cho một giả thuyết duy nhất trong bảy giả thuyết đã n u ở phần 3.1 là giả

thuyết H4: ung tiền (MS) tác động nhân quả lên thanh khoản (LQ).

Như vậy, liệu có phải tại Việt Nam thì mối quan hệ giữa cung tiền (MS), thanh

khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) không tồn tại hay không?

B g 5: Kết quả kiểm định nhân quả

Pairwise Granger Causality Tests Date: 11/21/13 Time: 20:43 Sample: 1 47 Lags: 2

Null Hypothesis:

Obs 45 LNMS does not Granger Cause LNGDP LNGDP does not Granger Cause LNMS

45 LNP does not Granger Cause LNGDP LNGDP does not Granger Cause LNP

45 LNLQ does not Granger Cause LNGDP LNGDP does not Granger Cause LNLQ

45 LNP does not Granger Cause LNMS LNMS does not Granger Cause LNP

45 LNLQ does not Granger Cause LNMS LNMS does not Granger Cause LNLQ

45 LNLQ does not Granger Cause LNP LNP does not Granger Cause LNLQ

F-Statistic 0.22016 0.37275 0.76458 0.07487 1.79398 0.36973 0.28377 0.48348 0.53083 5.00145 0.00489 0.48276 Prob. 0.8034 0.6912 0.4722 0.9280 0.1794 0.6933 0.7544 0.6202 0.5922 0.0115 0.9951 0.6206 (Nguồn ính toán của tác giả).

4.5 KẾT QUẢ CHẠY PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ

iếp tục tìm kiếm bằng chứng để trả lời cho kết quả thu được từ phần kiểm định

nhân quả b n tr n: Liệu có phải tại Việt Nam thì mối quan hệ giữa cung tiền (MS),

thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) không tồn tại hay không; bài viết tiếp tục với

việc chạy các phương trình ri ng lẻ đã đưa ra.

Bảng 6 b n dưới trình bày những kết quả có được từ việc chạy riêng lẻ các phương

trình trong hệ.

B ng 6: Kết quả chạy các phương trình ri ng lẻ

t-Statistic Prob.

[-2.310354]** 0.0257 0.0663 [-1.883954]* [2.896343]*** 0.0059 0.3317 [0.981729] -0.157094 -0.945312 3.321732 0.592685

Variable Coefficient P ầ A: Kết ồ y p ươ g trì 11 (P) Α LNLQ LNMS LNIPI 0.218413 Mean dependent var 0.010213 0.208790 S.D. dependent var 0.163883 0.190917 1.567315 Sum squared resid 0.013365

0.011623 0.600401 -0.027727 -0.005769 [0.534679] [1.762635]* [-0.796726] [-0.947400] 0.5956 0.0851 0.4300 0.3487

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Prob(F-statistic) P ầ B: Kết ồ y p ươ g trình 12 (LQ) Α LNMS LNGDP LR 0.133318 Mean dependent var 0.046170 0.059401 S.D. dependent var 0.072852 0.140672 Sum squared resid 0.057196 0.101269

0.057727 -0.301255 0.001965 -0.000378 0.044529 0.154298 [8.819451]*** 0.0000 0.1614 [-1.426278] 0.8913 [0.137454] 0.9104 [-0.113291] 0.0140 [2.565926]** 0.0121 [2.625044]**

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Prob(F-statistic) P ầ C: Kết ồ y p ươ g trì 13 (MS) Α LNCPI LNGDP TBR LNP LNLQ 0.323554 Mean dependent var 0.058723 0.026672 S.D. dependent var 0.241060 0.022136 Sum squared resid 0.023236 0.005355

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Prob(F-statistic) Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn ính toán của tác giả).

Dựa vào giá trị t-statistic và p-value từ bảng 6 bên trên, kết quả hồi quy của mỗi

phương trình như sau:

 P ươ g trình 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Ngoại trừ hệ số hồi quy (HSHQ) của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các

HSHQ của các biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh

khoản (LnLQ) có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý

nghĩa ở mức 1%. Điều này có nghĩa là thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh

hưởng đến giá cổ phiếu P với mức ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%.

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, tức giá cổ phiếu có tương

quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng. Điều này, theo các lí

thuyết đã thảo luận ở phần trên là không phù hợp.

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, tức giá cổ phiếu có

tương quan thuận với cung tiền. Điều này là phù hợp theo các lí thuyết đã

nêu.

Tuy nhiên, cần lưu ý rằng hệ số xác định R2 của phương trình 11 khá thấp khi chỉ

đạt 21,84%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 21,84% mức độ biến động của

biến phụ thuộc là giá cổ phiếu (LnP).

 P ươ g trì 12 (với LnLQ là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến cung tiền (LnMS) là có ý nghĩa thống kê ở mức ở mức 10%,

tức có bằng chứng có ý nghĩa thống kê cho thấy cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến

thanh khoản (LQ) với mức ý nghĩa 10%. HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang

dấu dương, tức thanh khoản của hệ thống ngân hàng có tương quan thuận với cung

tiền. Điều này là phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận. Tuy nhiên, một lần nữa, hệ số xác định R2 của phương trình 12 rất thấp khi chỉ đạt

13,33%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 13,33% mức độ biến động của biến

phụ thuộc là biến thanh khoản (LnLQ).

 P ươ g trì 13 (với LnMS là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và biến thanh khoản (LnLQ) là có ý

nghĩa thống kê ở mức 5%, HSHQ của các biến còn lại không có ý nghĩa thống kê,

tức giá cổ phiếu (P) và thanh khoản (LQ) có ảnh hưởng đến cung tiền (MS) với mức

ý nghĩa 5.

Về dấu của các hệ số hồi quy: HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản

(LnLQ) đều mang dấu dương tức cung tiền biến động cùng chiếu với giá cổ phiếu và

thanh khoản. Về thanh khoản, nếu hệ thống ngân hàng cần thanh khoản lớn hơn thì

cung tiền cũng phải tăng theo tương ứng, vì thế kết quả hồi quy thu được là phù hợp.

Về giá cổ phiếu, với hệ số là 0,045 thì mức độ biến động cùng chiều của cung tiền

đối với biến động của giá cổ phiếu là không lớn. Lưu ý, tương tự như hai phương trình 11 và 12, hệ số xác định R2 của phương trình

13 cũng chỉ đạt 32,36%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 32,36% mức độ

biến động của biến phụ thuộc là biến cung tiền (LnMS).

TÓM TẮT KẾT QUẢ CHẠY HỒI QUY CÁC PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ

B ế p ụ t ộc

H s ồ y

p-value

B ế ộc lập có ý g ĩ t g kê

21,84%

13,33%

32,36%

LQ MS MS P LQ

-0,945312 3,321732 0,600401 0,044529 0,154298

0,0663 0,0059 0,0851 0,0140 0,0121

Kết quả chạy các phương trình ri ng lẻ cho thấy, có bằng chứng có ý nghĩa thống kê

cho thấy các biến độc lập tác động đến các biến phụ thuộc trong 3 phương trình phù

hợp với các lí thuyết đã thảo luận, ngoại trừ sự tác động của biến thanh khoản đối với giá cổ phiếu. Tuy nhiên, với hệ số R2 khá thấp trong cả 3 phương trình thì mức

độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến động của biến phụ thuộc trong mỗi

phương trình là thấp.

4.6 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI

iếp theo, để đưa ra một kết luận với bằng chứng mạnh mẽ hơn cho câu hỏi về sự

tồn tại của mối quan hệ giữa cung tiền (MS), thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P)

tại Việt Nam; bài viết này tiếp tục với kết quả chạy hồi quy của hệ phương trình,

một phương pháp được xem là hoàn thiện hơn so với việc chạy hồi quy các phương

trình ri ng lẻ (như đã được giới thiệu ở phần 3.2.2).

B ng 7: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời

Variable t-Statistic Prob.

-0.157094 -0.945312 3.321732 0.592685

Coefficient P ầ A: Kết ồ y p ươ g trì 11 (P) [-2.310354]** 0.0225 Α 0.0619 [-1.883954]* LNLQ [2.896343]*** 0.0044 LNMS LNIPI 0.3281 0.981729 0.218413 Mean dependent var 0.010213 0.208790 S.D. dependent var 1.567315 Sum squared resid R-squared Adjusted R-squared 0.163883 0.190917 S.E. of regression

P ầ B: Kết ồ y p ươ g trì 12 (LQ)

0.011623 0.600401 -0.027727 -0.005769 0.5938 0.0804 0.4271 0.3452

R-squared Adjusted R-squared 0.072852 0.057196 S.E. of regression 0.534679 Α [1.762635]* LNMS -0.796726 LNGDP LR -0.947400 0.133318 Mean dependent var 0.046170 0.059401 S.D. dependent var 0.140672 Sum squared resid

P ầ C: Kết ồ y p ươ g trì 13 (MS)

[8.819451]*** 0.0000 0.1562 -1.426278 0.8909 0.137454 0.9100 -0.113291 0.0115 [2.565926]** [2.625044]*** 0.0097 0.057727 -0.301255 0.001965 -0.000378 0.044529 0.154298

Α LNCPI LNGDP TBR LNP LNLQ 0.323554 Mean dependent var 0.058723 0.026672 S.D. dependent var 0.022136 Sum squared resid

R-squared Adjusted R-squared 0.241060 S.E. of regression 0.023236 Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn ính toán của tác giả).

Bảng 7 bên trên trình bày những kết quả có được từ việc chạy hệ phương trình đồng

thời. Kết quả thu được như sau:

 P ươ g trì 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Ngoại trừ HSHQ của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các HSHQ của các

biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ)

có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý nghĩa ở mức 1%,

tức thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu (P) với mức

ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%.

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, tức giá cổ phiếu có tương

quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng. Kết quả này không

phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận.

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, tức giá cổ phiếu có

tương quan thuận với cung tiền. Điều này là phù hợp theo các lí thuyết đã

nêu.

Hệ số xác định R2 của phương trình 11 khá thấp khi chỉ đạt 21,84%, tức các biến

độc lập chỉ giải thích được 21,84% mức độ biến động của biến phụ thuộc là giá cổ

phiếu (LnP).

 P ươ g trì 12 (với LnLQ là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến cung tiền (LnMS) là có ý nghĩa thống kê ở mức ở mức 10%,

tức cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ) với mức ý nghĩa 10%.

HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, điều này có nghĩa là thanh

khoản của hệ thống ngân hàng có tương quan thuận với cung tiền. Điều này là phù

hợp với các lí thuyết đã thảo luận. Tuy nhiên, một lần nữa, hệ số xác định R2 của phương trình 12 rất thấp khi chỉ đạt

13,33%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 13,33% mức độ biến động của biến

phụ thuộc là biến thanh khoản (LnLQ).

 P ươ g trì 13 (với LnMS là biến phụ thuộc)

HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) có ý nghĩa ở mức 5% và HSHQ của biến thanh

khoản (LnLQ) có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, tức giá cổ phiếu (P) và thanh khoản

(LQ) có ảnh hưởng đến cung tiền (MS) với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%.

Về dấu của các hệ số hồi quy: tương tự như kết quả hồi quy các phương trình ri ng

lẻ, HSHQ của biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản (LnLQ) đều mang dấu dương,

tức cung tiền biến động cùng chiếu với giá cổ phiếu và thanh khoản. Về thanh

khoản, nếu hệ thống ngân hàng cần thanh khoản lớn hơn thì cung tiền cũng phải

tăng theo tương ứng, vì thế kết quả hồi quy thu được là phù hợp với lí thuyết. Về giá

cổ phiếu, với hệ số hồi quy là 0,045, mức độ biến động của cung tiền so với biến

động trong giá cổ phiếu nếu có là không đáng kể (4,5%). Lưu ý, tương tự như hai phương trình 11 và 12, hệ số xác định R2 của phương trình

13 cũng chỉ đạt 32,36%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được 32,36% mức độ

biến động của biến phụ thuộc là biến cung tiền (LnMS).

TÓM TẮT KẾT QUẢ CHẠY HỒI QUY HỆ PHƯƠNG TRÌNH

B ế p ụ t ộc

H s ồ y

p-value

R2

21,84%

13,33%

32,36%

B ế ộc lập có ý g ĩ t g kê LQ MS MS P LQ

-0,945312 3,321732 0,600401 0,044529 0,154298

0,0619 0,0044 0,0804 0,0115 0,0097

ương tự như kết quả chạy hồi quy các phương trình ri ng lẻ, kết quả hồi quy hệ

phương trình đồng thời cho thấy các biến độc lập có tác động đến các biến phụ

thuộc trong 3 phương trình phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận, ngoại trừ sự tác động của biến thanh khoản đối với giá cổ phiếu . Tuy nhiên, với hệ số R2 khá thấp

trong cả 3 phương trình thì mức độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến

động của biến phụ thuộc trong mỗi phương trình là thấp. Điều này, có thể là do tại

Việt Nam thì các biến độc lập này còn chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố khác chưa

được đề cập trong mô hình.

4.7 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI VỚI BIẾN GIẢ

ĐẠI DIỆN CHO CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU

uối cùng, bài viết sẽ đưa vào hệ phương trình đồng thời một biến giả đại diện cho

cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu. Bảng 8 b n dưới trình bày kết quả từ việc

chạy hệ phương trình với một biến kiểm soát (biến giả) đại diện cho cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu. Điểm gãy cấu trúc xuất hiện từ cuộc khủng hoảng tài

chính toàn cầu xảy ra trong giai đoạn từ quý 2 năm 2007 đến quý 4 năm 2009. Việc

sử dụng biến giả này trong mô hình kiểm định sẽ giúp kiểm soát được tác động của

cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đối với các biến độc lập trong mô hình. Để

đưa vào mô hình kiểm định, biến giả D này sẽ được lấy giá trị là 1 trong giai đoạn

xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (từ quý 2 năm 2007 đến quý 4 năm

2009) và giá trị là 0 cho các giai đoạn còn lại.

Dựa vào giá trị t-statistic và p-value từ bảng 8 b n dưới, kết quả hồi quy của mỗi

phương trình như sau

 P ươ g trì 11 (với LnP là biến phụ thuộc)

Kết quả tương tự như kết quả chạy hồi quy hệ phương trình (chưa sử dụng biến giả).

Ngoại trừ HSHQ của biến chỉ số sản xuất công nghiệp (LnIPI), các HSHQ của các

biến còn lại đều có ý nghĩa thống kê, cụ thể: HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ)

có ý nghĩa ở mức 10% và HSHQ của biến cung tiền (LnMS) có ý nghĩa ở mức 1%,

tức thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu (P) với mức

ý nghĩa lần lượt là 10% và 1%.

Về dấu của các hệ số hồi quy:

 HSHQ của biến thanh khoản (LnLQ) mang dấu âm, điều này có nghĩa là giá

cổ phiếu có tương quan nghịch với thanh khoản của hệ thống ngân hàng. Kết

quả này không phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận.

 HSHQ của biến cung tiền (LnMS) mang dấu dương, điều này có nghĩa là giá

cổ phiếu có tương quan thuận với cung tiền. Điều này là phù hợp theo thuyết

số lượng tiền tệ đã n u.

B ng 8: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời với biến giả đại diện cho cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu

Variable Coefficient t-Statistic Prob.

-0.141839 -0.933462 3.538458 0.413512 -0.101376

P ầ A: Kết ồ y p ươ g trì 11 (P) α LNLQ LNMS LNIPI DUM 0.259688 Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid [-2.095193]** 0.0382 [-1.888905]* 0.0612 [3.108730]*** 0.0023 0.4962 [0.682439] [-1.530252] 0.1285 0.010213 0.208790 1.484546

R-squared Adjusted R-squared 0.189182 S.E. of regression 0.188006 P ầ B: Kết ồ y p ươ g trì 12 (LQ)

0.011750 0.601580 -0.027826 -0.005768 -0.000831 0.5977 0.0844 0.4320 0.3511 0.9670

α LNMS LNGDP LR DUM 0.133354 Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid [0.529095] [1.739555]* [-0.788426] [-0.936007] [-0.041432] 0.046170 0.059401 0.140666

R-squared Adjusted R-squared 0.050816 S.E. of regression 0.057872 P ầ C: Kết ồ y p ươ g trì 13 (MS)

α 0.055465 LNCPI -0.343027 LNGDP 0.002742 TBR -0.001205 LNP 0.048550 LNLQ 0.151101 0.014140 DUM 0.369737 Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid [8.491722]*** 0.0000 0.1014 [-1.650359] [0.196191] 0.8448 0.7153 [-0.365524] [2.835691]*** 0.0053 [2.629110]*** 0.0096 0.0894 [1.712026]* 0.058723 0.026672 0.020624

R-squared Adjusted R-squared 0.275197 0.022707 S.E. of regression Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn ính toán của tác giả).

Hai điều cần lưu ý là

 HSHQ của biến giả có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 12,85% và mang dấu

âm, tức kết quả cho thấy giá cổ phiếu sẽ giảm khi xảy ra cuộc khủng hoảng

tài chính, điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế thị trường.

 Hệ số xác định R2 của phương trình 11 khá thấp khi chỉ đạt 25,97%, tức các

biến độc lập chỉ giải thích được 25,97% mức độ biến động của biến phụ

thuộc là giá cổ phiếu (P).

 P ươ g trì 12 (với LnLQ là biến phụ thuộc)

Chỉ có HSHQ của biến cung tiền (LnMS) là có ý nghĩa thống kê ở mức ở mức 10%

và mang dấu dương, tức cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ) với

mức ý nghĩa 10% và thanh khoản của hệ thống ngân hàng có tương quan thuận với

cung tiền. Điều này là phù hợp với các lí thuyết đã thảo luận.

Hai điều cần lưu ý là

 HSHQ của biến giả không có ý nghĩa thống kê, tức kết quả cho thấy không

có bằng chứng có ý nghĩa thống kê cho thấy thanh khoản bị ảnh hưởng bởi

cuộc khủng hoảng tài chính.

 Hệ số xác định R2 của phương trình 12 khá thấp khi chỉ đạt 13,34%, tức các

biến độc lập chỉ giải thích được 13,34% mức độ biến động của biến phụ

thuộc là giá cổ phiếu (P).

 P ươ g trì 13 (với LnMS là biến phụ thuộc)

HSHQ của hai biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản (LnLQ) đều có ý nghĩa ở

mức 1%. Điều ngày có nghĩa là giá cổ phiếu (P) và thanh khoản (LQ) có ảnh hưởng

đến cung tiền (MS) với mức ý nghĩa 1%.

Về dấu của các hệ số hồi quy tương tự như kết quả hồi quy hệ phương trình, HSHQ

của biến giá cổ phiếu (LnP) và thanh khoản (LnLQ) đều mang dấu dương, tức cung

tiền biến động cùng chiếu với giá cổ phiếu và thanh khoản.

Lưu ý

 HSHQ của biến giả trong phương trình 13 có ý nghĩa thống kê ở mức 10% và

mang dấu dương, tức có bằng chứng có ý nghĩa thống kê cho thấy cung tiền

có tương quan thuận với cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, hay nói cách

khác khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính thì cung tiền sẽ tăng l n, kết quả

này là phù hợp với thực tế đã xảy ra.

 ương tự như với phương trình 11 và 12, hệ số xác định R2 của phương trình

13 khá thấp khi chỉ đạt 36,97%, tức các biến độc lập chỉ giải thích được

36,97% mức độ biến động của biến phụ thuộc là giá cổ phiếu (P).

TÓM TẮT KẾT QUẢ CHẠY HỒI QUY HỆ PHƯƠNG TRÌNH CÓ SỬ

DỤNG BIẾN KIỂM SOÁT (BIẾN GIẢ) ĐẠI DIỆN CHO CUỘC KHỦNG

HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU

B ế p ụ t ộc

H s ồ y

p-value

R2

B ế ộc lập có ý g ĩ t g kê

0,259688

0,133354

0,369737

LQ MS DUM MS P LQ DUM

-0,933462 3,538458 -0,101376 0,601580 0,048550 0,151101 0,014140

0,0612 0,0023 0,1285 0,0844 0,0053 0,0096 0,0894

Kết quả chung từ việc chạy các phương trình ri ng lẻ l n chạy hệ phương trình khi

chưa có và khi đã có biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu có

thể được tóm tắt lại như sau

 ó bằng chứng có ý nghĩa thống k cho thấy cung tiền có ảnh hưởng đến

thanh khoản và giá cổ phiếu;

 ó bằng chứng có ý nghĩa thống k cho thấy, thanh khoản tác động đến giá

cổ phiếu nhưng sự tác động này ngược lại với các lí thuyết đã bàn luận. ết

quả hồi quy cho thấy giá cổ phiếu lại có tương quan nghịch với thanh khoản;

 Khủng hoảng tài chính toàn cầu có tác động có ý nghĩa thống kê lên giá cổ

phiếu (P) và cung tiền (MS). Khi biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng tài

chính được thêm vào thì mức độ và chiều hướng tác động của các biến độc

lập cho các biến phụ thuộc tương ứng cũng không có nhiều thay đổi;

 Hệ số xác định R2 trong kết quả hồi quy cả các phương trình ri ng lẻ l n hệ

phương trình (khi chưa có và khi đã có biến giả) là khá thấp (tất cả đều nhỏ

hơn 37%), tức mức độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến động

của biến phụ cả trong các phương trình ri ng lẻ l n hệ phương trình đều thấp.

Điều này có thể là do tại Việt Nam thì các biến độc lập (gồm P, LQ và MS)

này còn chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố khác chưa được đề cập trong mô

hình.

4.8 THẢO LUẬN VỀ KẾT QUẢ

4.8.1 Về g ữ c g t ề (MS) và t k o (LQ)

Theo kết quả kiểm định nhân quả ở phần 4.4, giả thuyết vô hiệu H0: cung tiền (MS)

không tác động nhân quả Granger đến thanh khoản (LQ) bị bác bỏ; kết quả này hỗ

trợ cho giả thuyết duy nhất trong bảy giả thuyết đã nêu ở phần 3.1 là giả thuyết H4:

ung tiền (MS) tác động nhân quả lên thanh khoản (LQ). Đồng thời, các kết quả hồi

quy phương trình ri ng lẻ và hệ phương trình ở b n tr n cũng cung cấp bằng chứng

có ý nghĩa thống k cho thấy cung tiền (MS) có ảnh hưởng đến thanh khoản (LQ)

(dù mức độ giải thích của biến cung tiền (MS) cho biến thanh khoản (LQ) là thấp).

Vì vậy, để có th m bằng chứng về sự tồn tại và mức độ tác động của cung tiền (MS)

l n thanh khoản (LQ) tại Việt Nam; bài viết này tiến hành thực hiện một mô hình

khác như đã được đề cập trong phần 3.2.1 là mô hình Vector AutoRegressive

(VAR).

Hai y u cầu đầu ti n để chạy mô hình VAR là chuỗi dữ liệu phải có tính dừng và có

quan hệ nhân quả Granger đều đã được thỏa mãn. Do đó, bài viết tiến hành tiếp qua

các bước sau

 Bước 1 hạy VAR với độ trễ sơ bộ;

 Bước 2 iểm định độ trễ tối đa;

 Bước 3 ết quả chạy lại VAR với độ trễ tối đa;

 Bước 4 iểm định độ trễ cần loại bỏ;

 Bước 5 iểm định tính dừng của phần dư để xác định sự phù hợp của mô

hình.

hi tiết các bước này sẽ được thể hiện chi tiết như b n dưới

 Bước 1: Chạy VAR với độ trễ sơ bộ

Vector Autoregression Estimates Date: 11/21/13 Time: 22:30 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] LNLQ -0.050679 (0.14585) [-0.34748]

LNMS 0.059855 (0.05961) [ 1.00418]

-0.173542 (0.15235) [-1.13906]

0.019841 (0.06226) [ 0.31865]

0.923705 (0.36729) [ 2.51491]

0.608926 (0.15011) [ 4.05667]

-0.977394 (0.35517) [-2.75193]

-0.416319 (0.14515) [-2.86819]

LNLQ(-1) LNLQ(-2) LNMS(-1) LNMS(-2) C R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

0.058500 (0.02251) [ 2.59923] 0.229706 0.152677 0.122254 0.055284 2.982055 69.08486 -2.848216 -2.647476 0.045556 0.060059 Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

0.044039 (0.00920) [ 4.78788] 0.369092 0.306001 0.020419 0.022594 5.850165 109.3517 -4.637853 -4.437113 0.059111 0.027121 1.51E-06 1.19E-06 179.2087 -7.520388 -7.118907

B g 9: hạy VAR với độ trễ sơ bộ

(Nguồn ính toán của tác giả).

 Bước 2: Kiểm định độ trễ tối đa

VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LNLQ LNMS Exogenous variables: C Date: 11/21/13 Time: 22:41 Sample: 1 47 Included observations: 43

FPE 2.51e-06 2.34e-06 1.95e-06* 2.06e-06 2.44e-06

Lag 0 1 2 3 4

LogL 157.2035 162.7735 170.7174 173.5437 174.1033

AIC -7.218769 -7.291791 -7.475227* -7.420639 -7.260620

SC -7.136853* -7.046042 -7.065646 -6.847225 -6.523373

HQ -7.188561 -7.201167 -7.324186* -7.209182 -6.988746

LR NA 10.36275 14.04033* 4.732510 0.884924 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion

B g 10: ết quả kiểm định độ trễ tối đa

(Nguồn ính toán của tác giả). ết quả từ bảng 10 cho thấy độ trễ lớn nhất n n có m t trong mô hình là 2 (tương

ứng với dòng cuối cùng mà các giá trị có dánh dấu *).

 Bước 3: Chạy lại VAR với độ trễ tối đa – độ trễ 2

Vector Autoregression Estimates Date: 11/21/13 Time: 22:50 Sample (adjusted): 3 47 Included observations: 45 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

LNLQ(-1) LNLQ(-2) LNMS(-1) LNMS(-2) C

R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent

LNLQ -0.050679 (0.14585) [-0.34748] -0.173542 (0.15235) [-1.13906] 0.923705 (0.36729) [ 2.51491] -0.977394 (0.35517) [-2.75193] 0.058500 (0.02251) [ 2.59923] 0.229706 0.152677 0.122254 0.055284 2.982055 69.08486 -2.848216 -2.647476 0.045556 0.060059

Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

LNMS 0.059855 (0.05961) [ 1.00418] 0.019841 (0.06226) [ 0.31865] 0.608926 (0.15011) [ 4.05667] -0.416319 (0.14515) [-2.86819] 0.044039 (0.00920) [ 4.78788] 0.369092 0.306001 0.020419 0.022594 5.850165 109.3517 -4.637853 -4.437113 0.059111 0.027121 1.51E-06 1.19E-06 179.2087 -7.520388 -7.118907

B g 11: ết quả chạy lại VAR với độ trễ tối đa – độ trễ 2

(Nguồn ính toán của tác giả).

 Bước 4: Kiểm định độ trễ cần loại bỏ

VAR Lag Exclusion Wald Tests Date: 11/21/13 Time: 22:52 Sample: 1 47 Included observations: 45

Chi-squared test statistics for lag exclusion: Numbers in [ ] are p-values LNLQ 6.504280 [ 0.038691] 10.74040 [ 0.004653] 2

Lag 1 Lag 2 df

LNMS 21.85303 [ 1.80e-05] 8.323968 [ 0.015577] 2

Joint 25.09459 [ 4.82e-05] 16.51802 [ 0.002397] 4

B g 12 ết quả kiểm định độ trễ cần loại bỏ

(Nguồn ính toán của tác giả).

Những độ trễ cần loại bỏ là những độ trễ có p-value > α, cho α = 0,1. Như vậy, từ

kết quả ở bảng 12 thì sẽ không có độ trễ nào trong độ trễ 1 và 2 cần phải loại bỏ.

 Bước 5: Kiểm định tính dừng của phần dư

B g 13 ết quả kiểm định tính dừng của phần dư (Nguồn ính toán của tác giả)

ết quả từ bảng 13 cho thấy, tất cả các dấu chấm đều nằm trong vòng tròn đơn vị,

chứng tỏ phần dư của mô hình VAR có tính dừng, điều này chứng tỏ mô hình VAR

được thiết lập là đạt y u cầu, tức biến cung tiền (MS) thực sự có tác động nhân quả

lên thanh khoản (LQ) với độ trễ 1 và 2 (quý).

4.8.2 Về g á cổ p ế

Như đã nói ở phần giới thiệu, bài nghi n cứu của nhóm ba tác giả gồm Mohamed

Ariff, Tin-fah hung và Shamsher M về mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản

và giá cổ phiếu tại anada đã cho thấy tác động dương của cung tiền đến thanh

khoản và một tác động dương có ý nghĩa thống k của tính thanh khoản đến giá cổ

phiếu. hi thực hiện bài viết này, tác giả cũng rất mong muốn rằng sẽ tìm được một

mối quan hệ như vậy ở Việt Nam. ết quả hồi quy các phương trình ri ng lẻ và hệ

phương trình như trình bày b n tr n đã cho thấy một sự tác động có ý nghĩa thống

k của cung tiền (MS), thanh khoản (LQ) cũng như tác động của cuộc khủng hoảng

tài chính (sử dụng D làm biến giả đại diện) đến giá cổ phiếu (P). Tuy nhiên, với hệ số xác định R2 trong các mô hình kiểm định đều thấp (tất cả đều thấp hơn 37%),

nên mức độ giải thích của các biến độc lập này cho sự biến động của giá cổ phiếu

(P) là thấp. Điều này có thể là do có nhiều biến độc lập khác có tác động lớn đến

giá cổ phiếu nhưng chưa được phản ánh trong mô hình kiểm định về giá cổ phiếu

(phương trình 11). Vì vậy, một câu hỏi tiếp tục được đ t ra là giá cổ phiếu tại Việt

Nam do những nhân tố nào chi phối? Để làm sáng tỏ vấn đề này, tác giả đã tìm hiểu

về quá trình phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam từ lúc mới khai sinh

vào năm 2000 cho đến cuối thời điểm lấy m u nghiên cứu là tháng 12/2012.

Thị trường chứng khoán vốn được xem như là phong vũ biểu của nền kinh tế. Giá cả

chứng khoán phản ánh những vấn đề cơ bản của nền kinh tế, đ c biệt là sức khỏe

của các doanh nghiệp. Có 3 nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán:

 Nhân tố nội sinh

Là những nhân tố nội tại gắn liền với hoạt động kinh doanh của một công ty niêm

yết. Những nhân tố này quyết định sự tồn tại của hàng hóa chứng khoán thông qua

việc khai thác nguồn lực của công ty, lợi thế kinh doanh mà công ty có được, việc

tích tụ lợi nhuận không chia để tái đầu tư, chính sách cổ tức,… Những nhân tố này

phản ánh những giá trị hữu hình, vô hình và tình hình tài chính mà một công ty có

được.

 Nhân tố ngoại sinh

Là những tác động từ các nhân tố vĩ mô của nền kinh tế. Thị trường chứng khoán là

một bộ phận cấu thành trong thị trường tài chính nên tất yếu những biến động trong

các nhân tố vĩ mô như lạm phát, lãi suất, đầu tư trực tiếp nước ngoài, chu kỳ kinh

doanh và những nhân tố phi kinh tế khác như thi n tai, chiến tranh,… cũng đều ảnh

hưởng đến giá chứng khoán.

 Các nhân tố ảnh hưởng khác

Tất cả những nhân tố khác không thuộc hai nhân tố trên thì thuộc vào nhân tố này.

Những nhân tố này có thể kể ra như đầu cơ, móc ngo c, làm giá chứng khoán; tâm

lí bầy đàn của nhà đầu tư,…tất cả chúng cũng đều có thể có ảnh hưởng mạnh mẽ lên

giá chứng khoán.

 Các nhân t ưởng ến giá chứng khoán trên th trường chứng khoán

Vi t Nam

Tại Việt Nam, lần lượt ba nhân tố tác động như đã n u b n tr n đều có tác động đến

TTCK với mức độ khác nhau:

 Nhân tố nội sinh

rong giai đoạn đầu mới thành lập từ năm 2000 – 2004 và phát triển mạnh trong

trong giai đoạn 2005 – 2007, nhìn chung hoạt động kinh doanh của các công ty trên

sàn diễn ra theo chiều hướng tốt, đó là sản xuất kinh doanh có lãi và cổ phiếu được

trả cổ tức cao. Ví dụ cho năm 2005, lợi nhuận ròng của các công ty lớn tr n sàn đều

tăng, cụ thể là REE tăng 33,8% (cổ tức 1.500 đ/ P), SAM tăng 15,8% (cổ tức 1.500

đ/ P), HAP tăng 20,5% (cổ tức 3.700 đ/ P), MS tăng 67,5% (cổ tức 1.800 đ/ P),

LAF tăng 78,2% (cổ tức 1.200 đ/ P).

rong năm 2006 cung chứng khoán tăng mạnh do các công ty chạy đua ni m yết với

mốc thời gian 01/01/2007 – thời điểm bãi bỏ ưu đãi thuế thu nhập doanh nghiệp

trong 2 năm kể từ thời điểm lên sàn. Sự gia tăng này không chỉ cung ứng cho nhà

đầu tư ngày càng nhiều sự lựa chọn, giảm tính rủi ro thị trường mà về lâu dài nó còn

có tác động rất lớn tới thị trường, kích thích lượng cầu chứng khoán tăng l n vì các

nhà đầu tư đang chờ đợi cơ hội kiếm lời từ những cổ phiếu của những ngành nghề

có tiềm năng phát triển cao. Đây được xem là một trong những nhân tố chính làm

cho giá cổ phiếu tăng vọt nhiều phiên liền trong những ngày đầu năm 2007 và trụ ở

mức giá cao. Điều này đồng nghĩa với việc VN – Index thăng hoa rồi dao động

quanh m t bằng giá mới rất cao so với giai đoạn trước.

Tuy nhiên, những nhân tố nội tại từ bản thân doanh nghiệp như đã n u cũng không

thể giải thích được hiện tượng tăng giá đến chóng m t từ 100 điểm của phiên giao

dịch đầu ti n l n 1.170,67 điểm vào ngày 12/03/2007, lại càng không thể giải thích

được hiện tượng sụt giảm thê thảm của VN – Index trong thời gian sau đó và tính

đến phiên giao dịch cuối cùng của năm 2012 vào ngày 28/12/2012 thì chỉ còn

413,73 điểm.

 Nhân tố ngoại sinh

rong giai đoạn 2000 – 2007, các nhân tố vĩ mô của nền kinh tế Việt Nam tương đối

ổn định. Nếu lấy giá ti u dùng năm 2000 làm gốc là 19% thì năm 2004 chỉ tăng

0,95%, năm 2007 chỉ tăng 0,6%. Năm 2006 được đánh giá là năm khởi đầu cho sự

cất cánh của nền kinh tế Việt Nam, hầu hết các chỉ tiêu kinh tế năm 2006 đều đạt và

tăng trưởng khá, ổn định được kinh tế vĩ mô. Kinh tế Việt Nam năm 2006 tăng

trưởng ngoạn mục, đạt 8,2% (kế hoạch là 8%), GDP bình quân đầu người đạt 720

USD. Đ c biệt, khi Việt Nam chính thức trở thành thành viên thứ 150 của Tổ chức

hương mại Thế giới (WTO) vào ngày 11/01/2007 thì thời cơ mới cho nền kinh tế

được ví như “ huyền ra biển lớn”. Chính sự ổn định của nền kinh tế đã làm cho các

k nh đầu tư khác như vàng, USD, bất động sản trở nên hạn chế vì không thu được

lợi nhuận cao. rong giai đoạn này đầu tư vào chứng khoán được xem như một kênh

đầu tư mới đầy hấp d n. Sự quan tâm của nhà đầu tư và lượng tiền đổ vào chứng

khoán quá nhiều có thể được coi là yếu tố ngoại sinh làm cho giá cổ phiếu tăng “cực

nóng” trở thành “giá ảo” rồi “rơi tự do” sau đó như là một quy luật tất yếu. Kể từ khi

ảnh hưởng của thị trường bất động sản Mỹ năm 2008 và khủng hoảng kinh tế thế

giới xảy ra và đ c biệt là diễn biến nợ công của châu Âu thì cho đến cuối năm 2012

thị trường v n rơi vào trạng thái “chợ chiều”.

Tuy nhiên, chỉ bấy nhi u cũng là chưa đủ để giải thích cho những biến động tăng

giảm rất lớn trên TTCK Việt Nam. Thực tế đã cho thấy, đ c trưng của TTCK Việt

Nam chịu ảnh hưởng nhiều bởi các nhân tố khác.

 Các nhân tố ảnh hưởng khác

Lí giải cho sự tăng giá chứng khoán nhanh ở mức cao trong giai đoạn 2005 – 2007

có thể thấy có mộ nguyên nhân chính đó là yếu tố tâm lí của nhà đầu tư. rong giai

đoạn này các nhà đầu tư phần đông là những nhà đầu tư nhỏ lẻ chưa có nhiều kiến

thức về chứng khoán và việc đầu tư chưa chuyên nghiệp n n đầu tư theo tâm lí đám

đông hay tâm lí “bầy đàn”, có một làn sóng người ồ ạt đầu tư vào thị trường chứng

khoán, trong đó phần lớn không mấy am hiểu gì về tính đ c thù và các yếu tố kỹ

thuật của thị trường này, thậm chí cũng chẳng cần biết về những doanh nghiệp mà

họ đã chọn để đầu tư.

Điều đ c biệt, hiện tượng khá phổ biến trong việc đầu tư theo tâm lí đám đông là

khi giá đang l n từng ngày, mọi người luôn có một niềm tin rằng giá ngày mai sẽ

lên tiếp, họ đổ xô đi mua và kết quả là giá càng lên. ùng lúc đó trong tâm lí đám

đông xuất hiện sự cả tin một cách kỳ lạ trước mọi thông tin và kể cả tin đồn. Cứ

mua là thắng – đó là một đ c tính của tâm lí đám đông tr n Việt Nam trong

giai đoạn 2004 – 2007.

Khi giá bắt đầu xuống, ban đầu người ta v n kỳ vọng đó là một yếu tố nhất thời của

thị trường. Nhưng từ năm 2008 trở đi, một ngày, một tuần rồi hai tuần trôi qua, mọi

người lại có một niềm tin mới rằng giá ngày mai sẽ xuống nữa, họ đổ xô đi bán và

kết quả là giá càng xuống. Hầu như ngay lập tức, động thái này ảnh hưởng đến

những nhà đầu tư nhỏ lẻ khác. Với tâm lí chuyển từ lo âu sang hoang mang, từ

hoang mang đến sợ hãi, họ cũng vội vàng bán ra các cổ phiếu của mình làm cho giá

chứng khoán rớt thê thảm. Việc ồ ạt đổ xô đi bán tháo cổ phiếu, d n đến tình trạng

khủng hoảng thừa cổ phiếu trên thị trường làm giá cổ phiếu giảm kịch sàn (Nguyễn

Thị Mỹ Dung, 2013).

Ngoài yếu tố tâm lí, trên TTCK Việt Nam cũng xuất hiện hiện tượng “làm giá”, và

năm 2010 được xem là năm mà việc làm giá nổi cộm nhất. Nếu như trước đó, các

hoạt động làm giá tiến hành riêng lẻ thì năm 2010 đã có nhiều tổ chức đã phối hợp

lại với nhau để cùng để đẩy giá một mã cổ phiếu. Những điển hình cho thành công

của việc làm giá trong năm 2010 có thề kể đến như AMV, AAA, H V, M V, DH ,

VHG…Tình hình làm giá nổi lên mạnh mẽ khiến vào tháng 7/2010, Bộ ư pháp đã

bổ sung thêm 3 tội danh trong lĩnh vực chứng khoán vào Bộ luật hình sự đó là tội cố

ý công bố thông tin sai lệch ho c che giấu sự thật trong hoạt động chứng khoán

(điều 181c); sử dụng thông tin nội bộ để mua bán chứng khoán (181b), tội thao túng

giá chứng khoán (181c). Tiếp đó, ngày 2/8/2010, hính phủ đã ban hành Nghị định

85/CP-2010 về việc xử phạt hành chính trong lĩnh vực chứng khoán với khung hình

phạt hành chính cao nhất là 500 triệu đồng. Sau khi Luật ban hành, lần đầu tiên

TTCK Việt Nam chứng kiến một vụ bị bắt và truy cứu Luật hình sự do tiến hành

làm giá và thâu tóm cổ phiếu DHT của P Dược Hà Tây của Chủ tịch HĐQ

kiêm Tổng giám đốc P Dược Viễn Đông (mã DVD) ông L Văn Dũng.

Dù tác động từ việc làm giá không có hiệu ứng lan tỏa mạnh mẽ như hiệu ứng tâm lí

bầy đàn của nhà đầu tư, nhưng nó cũng đã góp phần làm lũng đoạn, méo mó TTCK

Việt Nam, khiến cho giá các chứng khoán biến động xa rời với giá trị thực của

mình.

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN

Bài viết này được thực hiện dựa tr n đề xuất của Friedman về hiệu ứng cung tiền l n

thanh khoản và mở rộng ra, tác động của thanh khoản đến giá cổ phiếu cho nền kinh

tế Việt nam. ác nghi n cứu của Friedman về hiệu ứng cung tiền đến lãi suất của

Friedman đã được mở rộng trong giới chính sách, nhưng nhận định về thanh khoản

và rộng hơn là hiệu ứng thanh khoản l n giá cổ phiếu của Friedman v n chưa được

xác minh một cách thuyết phục.

rước khi kiểm định hiệu ứng của tiền đến thanh khoản và hiệu ứng của thanh

khoản đến giá cổ phiếu, bài viết này thiết lập bằng chứng về nội sinh tiền và mối

quan hệ nhân quả.

Bài viết này đã sử dụng một số cải tiến kinh tế lượng cần thiết để đạt được ước

lượng tham số đáng tin cậy bằng việc xây dựng các mô hình kiểm định là phương

trình cấu trúc, một cách tiếp cận phổ biến trong các nghi n cứu về cung tiền và cầu

tiền. Đồng thời, bài viết cũng đưa vào hệ phương trình đồng thời một biến kiểm soát

(biến giả) đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu. Việc sử dụng biến giả

này trong mô hình kiểm định sẽ giúp kiểm soát được tác động của cuộc khủng

hoảng tài chính toàn cầu đối với các biến độc lập trong mô hình. ác dữ liệu của

Việt Nam được thu thập bao gồm 48 quý từ quý 1/2001 đến quý 4/2012. ác biến

được chuyển đổi để đảm bảo rằng không có ước lượng tham số giả - một cải tiến so

với các nghi n cứu trước.

ết quả chính thu được từ bài viết này đã trả lời được cho các câu hỏi đã n u ra

trong phần giới thiệu

 ung tiền có ảnh hưởng có ý nghĩa thống k đến thanh khoản và giá cổ phiếu.

Sử dụng mô hình VAR, kết quả từ bài viết cho thấy biến cung tiền (MS) có

tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ) với độ trễ 1 và 2 (quý);

 ó bằng chứng có ý nghĩa thống k cho thấy, thanh khoản tác động đến giá

cổ phiếu nhưng sự tác động này ngược lại với các lí thuyết đã bàn luận. hực

tế cho thấy giá chứng khoán tại Việt Nam chịu ảnh khá nhiều bởi các yếu tố

tâm lí hành vi và hiện tượng làm giá.

 Cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu đã gây ra những tác động có ý nghĩa

thống kê lên giá cổ phiếu (P) và cung tiền (MS); cụ thể là giá cổ phiếu sẽ

giảm trong khi cung tiền sẽ tăng khi xảy ra khủng hoảng tài chính. Tuy vậy

về dấu và giá trị tuyệt đối của các hệ số hồi quy khác không có nhiều biến

động, tức mức độ tác động của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc không

có nhiều thay đổi khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài chính.

Một kết quả đáng lưu ý khác từ bài nghi n cứu là hệ số xác định R2 trong kết quả

hồi quy của các phương trình ri ng lẻ l n hệ phương trình là khá thấp (tất cả đều nhỏ

hơn 37%), tức mức độ giải thích của các biến độc lập đối với sự biến động của biến

phụ thuộc cả trong các phương trình kiểm định là nhỏ. Điều này có thể là do tại Việt

Nam, các biến độc lập (gồm P, LQ và MS) này còn chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố

khác chưa được đề cập trong mô hình. Ri ng với giá cổ phiếu (P), bài viết xác định

được ngoài thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) thì nó có bị tác động bởi nhiều yếu

tố khác như tâm lí của nhà đầu tư cũng như hiện tượng làm giá.

Dù có nhiều cố gắng nhưng bài viết v n còn 2 hạn chế lớn

 Về sự p ù ợp củ ô ì

Như đã đề cập ở tr n, hệ số xác định R2 trong các phương trình ri ng lẻ l n hệ

phương trình đều chỉ đạt dưới 37%, tức mô hình chưa thật sự phù hợp, mức độ giải

thích của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc còn thấp. Do có thể còn nhiều yếu

tố khác tác động mạnh mẽ đến cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu nhưng chưa

được đưa vào mô hình.

Vì vậy, tiếp tục nghi n cứu về chủ đề này trong tương lai với những biến giải thích

phù hợp hơn có thể sẽ thu được những kết quả tốt hơn về sự biến động của cung

tiền, thanh khoản cũng như giá cổ phiếu.

 Hạ c ế về s l

huỗi số liệu thu thập để phục vụ cho bài nghi n cứu còn quá ít (48 quan sát). Điều

này là do một trong tám biến số sử dụng cho bài viết là chỉ số giá cổ phiếu của Việt

Nam chỉ bắt đầu được thu thập từ tháng 7 năm 2000 khi rung tâm giao dịch chứng

khoán hành phố Hồ hí Minh (HOS ) được thành lập và tiến hành phi n giao

dịch đầu tiên. Một nghi n cứu với số quan sát cao hơn sẽ thu được một kết quả phù

hợp hơn.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

TIẾNG VIỆT

Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2010. Giáo trình Kinh tế lượng. Tp. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.

Nguyễn Thị Mỹ Dung, 2013. Nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán của Việt

Nam – Một số điểm cần lưu ý. Tạp chí Phát triển và Hội nhập, số 8, tháng 1 –

2/2013, trang 42 - 45.

Phan Thị Bích Nguyệt và cộng sự, 2006. Đầu tư tài chính. Tp. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản hống kê.

Trần Ngọc hơ và cộng sự, 2003. Tài chính doanh nghiệp hiện đại. Tp. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản hống k .

TIẾNG NƯỚC NGOÀI

Amihud, Y. (2002). Illiquidity and stock returns: Cross-section and time series effects. Journal of Financial Markets, 5, 31–56.

Ariff, M., Farrar, J., & Khalid, A. M. (Eds.). (2012). Regulatory failure and global ﬁnancial crisis. UK and USA: Edward Elgar Ltd.

Badarudin, E., Ariff, M., & Khalid, A., (in press). Exogenous or endogenous money supply: Evidence from Australia. Singapore Economic Review 57.

Brennan, M. J., Chordia, T., & Subrahmanyam, A. (1998). Alternative factor speciﬁcations, security characteristics and the cross-section of expected stock returns. Journal of Financial Economics, 49, 345–373.

Brunner, K. (1961). Some major problems in monetary theory. American Economic Review, 47–56.

Bryant, R. C., Holtham, G., & Hooper, P. (1988). Consensus and diversity in the model simulations. In R. C. Bryant, D. W. Henderson, G.

Cagan, P. (1972). Channels of monetary effects on interest rates. New York, New York, USA: Columbia University Press.

agan, P., & Gandolﬁ, A. (1969). he lag in monetary policy as implied by the time pattern of monetary effects on interest rates. American Economic Review, 59(2), 277–284.

Carpenter, S., & Demiralp, S. (2006). The liquidity effect in the federal funds market: Evidence from daily open market operations. Journal of Money, Credit, and Banking, 38(4), 901–920.

Chen, N. F., Roll, R., & Ross, S. A. (1986). Economic forces and the stock market. Journal of Business, 59(3), 383–403.

Cheung, Y. -W., & Lai, K. S. (1993). Finite-sample sizes of Johansen's likelihood ratio tests for cointegration. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 55, 313– 328.

Chordia, T., Subrahmanyam, A., & Anshuman, V. R. (2001). Trading activity and expected stock returns. Journal of Financial Economics, 59, 3–32.

Christiano, L. J., & Martin, E. (1992a). Liquidity effects and the monetary transmission mechanism. The American Economic Review, 82, 346–353.

Christiano, L. J., & Martin, E. (1992b, August). Liquidity effects, monetary policy, and the business cycle. National Bureau of Economic Research Working Paper No. 4129.

Christiano, L. J., Eichenbaum, M., & Evans, C. L. (1996). The effects of monetary policy shocks Evidence from the ﬂow of funds. he Review of Economics and Statistics, 78(1), 16–34.

Cooper, R. V. L. (1970). Efﬁcient capital markets and the quantity theory of money. Journal of Finance, 25, 338–341.

Dhakal, D., Kandil, M., & Sharma, S. C. (1993). Causality between the money supply and share prices: A VAR investigation. Quarterly Journal of Business and Economics, 32(3), 52–74.

Edmond, C., & Weill, P. O. (2005). Models of the Liqudity Effect. The New Palgrave Dictionary of Economics. United Kingdom: Palgrave Macmillan.

Effa, B., Ariff, M., & Khalid, A. (2011). Endogeneous money supply and bank stock returns: Empirical evidence using panel data. Applied Financial Economics, 25(6), 345–356.

Friedman, M. (1961). The lag in effect of monetary policy. Journal of Political Economy, 447–466.

Friedman, M., & Schwartz, A. J. (1963). Money and business cycles. The Review of

Economics and Statistics, 63, 52–64.

Gibson, W. E., (1970a, May). The lag in the effect of monetary policy on income and interest rates. Quarterly Journal of Economics, 84, 288–300.

Gibson, W. E., (1970b, May/June). Interest rates and monetary policy. Journal of Political Economy, 78, 431–55.

Goodfriend, M. (1997). A framework for the analysis of moderate inﬂations. Journal of Monetary Economics, 39(1), 45–65.

Gordon, D. B., & Leeper, E. M. (2002). The price level, the quantity theory of money, and the ﬁscal theory of the price level. NBER Working Papers 9084: National Bureau of Economic Research, Inc.

Gordon, M. (1956). The investment, ﬁnancing, and valuation of the corporation. USA: R.D. Irwin, Homewood, Illinois.

Granger, C. W. J. (1969). Investigating causal relationship by econometric models and cross section special methods. Econometrica, 37, 425–435.

Granger, C. W. J. (1988). Some recent development in a concept of causality. Journal of Econometrics, 39, 199–211.

Hamilton, J. D. (1997). Measuring the liquidity effect. American Economic Review, 87(1), 80–97.

Holtham, P. Hooper, & S. A. Symansky (Eds.), Empirical macroeconomics for Brookings interdependent economies (pp. 27–62). Washington, D.C.: The Institution.

Johansen, S. (1988). Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12, 231–254.

Johansen, S., & Juselius, K. (1990). The full information maximum likelihood procedure for inference on cointegration with applications to the demand for money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52(2), 169–210.

Kormendi, R., & Lipe, R. (1987). Earnings innovations, earnings persistence, and stock returns. Journal of Business, 60(323), 345.

Kraft, J., & Kraft, A. (1977). Determinants of common stock prices in time series analysis. Journal of Finance, 32, 417–425.

Laidler, D. E. W. (1985). The demand for money (3rd ed.). New York, New York, USA: Harper & Row.

Leeper, E. M., & Gordon, D. B. (1992). In search of the liquidity effect. Journal of Monetary Economics, 29, 341–369.

MacKinnon, J. G. (1996). Numerical distribution functions for unit root and cointegration tests. Journal of Applied Econometrics, 11, 601–618.

likelihood ratio

MacKinnon, J. G., Haug, A. A., & Michelis, L. (1999). Numerical distribution functions of tests for cointegration. Journal of Applied Econometrics, 14, 563–577.

Mohamed Ariff, Tin-fah Chung, Shamsher M: Money supply, interest rate, liquidity and share prices: A test of their linkage. Global Finance Journal 23 (2012) 202-220.

Moore, B. J. (1989). The endogeneity of credit money. Review of Political Economy, 1, 64–93.

Pagan, A. R., & Robertson, J. C. (1995). Resolving the liquidity effect. Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 77(3), 33–54.

Palmer, M. (1970). Money supply, portfolio adjustment and stock prices. Financial Analysts Journal, 19–22.

Pesando, J. E. (1974). The supply of money and common stock prices further observations on the econometric evidence. Journal of Finance, 29, 909–922.

Phillips, P., & Perron, P. (1988). Testing for a unit root in time series regression. Biometrika, 75(2), 335–346.

Rochon, L. P. (2006). Endogenous money, central banks and the banking system: Basil Moore and the supply of credit. In M.

Rozeff, M.S., 1974. Money stock prices: Market efﬁciency and the lag in effect of monetary policy. Unpublished doctoral dissertation at Graduate School of Management, University of Rochester, Rochester, New York, USA.

Schwarz, G. (1978). Estimating the dimension of a model. Annals of Statistics, 6, 461–464.

Setterﬁeld (Ed.), Complexity, endogenous money and macroeconomic theory.

Cheltenham, UK: Edward Elgar.

Sprinkel, B. W. (1964). Money and stock prices. New York, New York, USA: Richard D. Irwin, Homewood, Illinois.

Thornton, D. L. (2007a). Open market operations and the federal funds rate. Open Market Operations and the Financial Markets, 89(6). (pp. 549–572): The Bank of Finland (reprinted in the Federal Reserve Bank of St. Louis Review).

Thornton, D. L. (2007b). The Federal Reserve's operating procedure, non-borrowed reserves, borrowed reserves and the liquidity effect. Journal of Banking & Finance, 32, 155–167.

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC A: SỐ LIỆU PHỤC VỤ BÀI NGHIÊN CỨU

Phụ lục A1: Chỉ s giá tiêu dùng Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

CPI CPI

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 80,45 79,67 79,62 80,12 82,50 82,88 83,05 83,69 85,72 85,85 85,38 85,85 89,41 91,98 93,67 94,35 97,50 99,39 100,74 102,37 105,58 106,73 107,99 109,24 Nă 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 112,49 114,59 117,26 120,88 130,93 142,67 149,78 149,37 151,27 152,24 153,41 156,24 162,61 165,12 166,58 173,18 183,42 197,11 204,12 207,51 212,63 214,00 215,61 221,96

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A2: Tổng s n phẩ tro g ước thực Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Quý Nă Quý Nă RGDP (tỉ VND) RGDP (tỉ VND)

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 58.368 78.637 71.589 83.941 62.213 84.173 76.681 90.180 66.441 89.610 82.902 97.289 71.080 95.954 89.537 105.864 115.119 97.829 103.670 76.371 125.327 106.416 111.361 81.984 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 136.963 115.706 120.257 88.263 144.828 123.195 127.257 94.901 155.575 129.581 132.888 97.865 167.522 139.172 141.243 103.672 177.765 147.690 149.305 109.313 188.056 155.713 156.280 113.835

5.339.381

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Tổ g

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A3: Chỉ s s n xuất công nghi p Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

IPI IPI

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 50,1 53,4 56,2 56,4 58,2 61,9 66,6 61,5 67,6 71,3 73,1 78,1 78,1 85,2 85,5 87,2 85,3 99,1 103,9 111,7 113,8 116,1 117,2 120,6 Nă 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 123,3 138,2 135,8 149,1 123,5 133,5 132,7 137,1 126,6 139,3 146,4 151,7 142,2 154,7 159,6 168,0 154,8 165,4 167,4 179,2 160,3 172,7 174,0 188,6

Nguồn: Từ năm 2008 đến 2012 - Tổng cục Thống kê. Truy cập ngày 10 tháng 08 năm 2013 từ http://gso.gov.vn/default.aspx?tabid=630&ItemID=9765. Từ năm 2001 đến 2007 từ http://www.stoxplus.com/.

Phụ lục A4: Dự trữ tiền Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Quý Nă Quý Nă RM (tỉ VND) RM (tỉ VND)

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 74.015 72.540 78.650 84.945 90.090 87.441 87.003 95.502 110.126 124.971 116.650 121.633 117.455 122.567 122.348 141.165 141.612 136.624 147.114 174.505 188.972 186.210 180.123 230.756 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 242.414 268.364 285.841 315.712 328.523 306.231 325.048 378.989 416.366 371.000 368.315 422.253 387.396 389.942 404.397 439.622 443.989 455.816 471.816 522.809 508.961 512.842 584.631 655.511

12.839.805

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Tổ g

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A5: Cung tiền Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Quý Nă Quý Nă MS (tỉ VND) MS (tỉ VND)

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 216.185 226.933 235.255 250.846 256.018 263.877 269.684 284.144 300.781 324.527 341.303 378.060 404.093 420.263 445.393 495.447 517.024 544.601 577.793 648.574 699.989 727.165 753.012 841.011 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 949.181 1.029.562 1.110.983 1.253.997 1.300.249 1.295.492 1.347.514 1.513.544 1.645.309 1.775.952 1.842.316 1.910.587 1.982.389 2.166.591 2.325.022 2.478.310 2.495.422 2.544.739 2.673.757 2.774.281 2.827.346 2.987.087 3.149.681 3.455.221

59.256.510

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Tổ g

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A6: Chỉ s giá chứng khoán Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 P 96,95 154,88 119,28 99,07 75,64 78,02 72,17 68,06 60,94 57,73 54,11 58,99 95,04 96,77 88,93 88,60 90,31 93,13 99,56 117,00 152,41 208,42 181,94 239,54 Nă 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 P 410,57 382,75 361,67 374,46 256,23 168,74 182,80 123,46 104,79 149,25 201,40 200,34 186,71 196,67 177,29 175,44 181,02 168,51 158,91 145,65 158,23 167,41 151,97 149,05

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A7: Lãi suất trái phiếu kho bạc Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Nă Quý Nă Quý TBR (%/ ă ) TBR (%/ ă )

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 5,43 5,45 5,65 5,43 5,72 5,95 6,07 5,93 6,19 6,25 5,81 5,06 5,56 5,71 5,85 5,65 5,99 6,12 6,20 6,19 6,28 5,56 3,73 3,35 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 3,63 4,08 4,75 4,15 8,21 8,40 10,50 11,19 6,79 7,62 8,33 9,41 11,15 11,15 11,15 11,15 11,15 11,15 12,35 12,35 11,34 8,72 7,80 7,41

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

Phụ lục A8: Lãi suất cho vay Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012

Nă Quý Nă Quý LR (%/ ă ) LR (%/ ă )

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 10,65 9,35 9,00 8,68 8,52 8,75 9,50 9,48 9,41 9,45 9,54 9,52 9,54 9,54 9,68 10,13 10,82 10,88 11,08 11,33 11,18 11,18 11,18 11,18 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 11,18 11,18 11,18 11,18 12,32 16,64 20,10 14,08 9,54 9,57 10,19 10,98 12,00 13,44 13,17 13,93 16,05 18,02 17,91 15,84 15,30 13,87 12,49 12,23

Nguồn: IMF (2013). Truy cập ngày 10 tháng 09 năm 2013 từ http://elibrary- data.imf.org/ViewData.aspx?qb=e2145ba365a056fd49f12ddf6928b4e0

PHỤ LỤC B: ĐIỀU CHỈNH YẾU TỐ MÙA CHO CÁC CHUỖI SỐ LIỆU

Phụ lục B1: Chỉ s giá tiêu dùng Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa

Mt

ADYt

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 80,45 79,67 79,62 80,12 82,50 82,88 83,05 83,69 85,72 85,85 85,38 85,85 89,41 91,98 93,67 94,35 97,50 99,39 100,74 102,37 105,58 106,73 107,99 109,24

- - 80,22 80,88 81,71 82,58 83,43 84,21 84,87 85,43 86,16 87,39 89,19 91,29 93,36 95,30 97,11 99,00 101,01 102,94 104,76 106,53 108,25 110,10

- - 0,9925 0,9906 1,0097 1,0036 0,9954 0,9939 1,0100 1,0049 0,9909 0,9824 1,0025 1,0076 1,0033 0,9900 1,0040 1,0040 0,9973 0,9945 1,0078 1,0019 0,9976 0,9922

SINt 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906

80,10 79,19 79,71 80,88 82,14 82,38 83,14 84,48 85,35 85,33 85,47 86,66 89,02 91,42 93,77 95,24 97,08 98,79 100,85 103,34 105,12 106,08 108,11 110,27

Nă Quý 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 112,49 114,59 117,26 120,88 130,93 142,67 149,78 149,37 151,27 152,24 153,41 156,24 162,61 165,12 166,58 173,18 183,42 197,11 204,12 207,51 212,63 214,00 215,61 221,96

112,24 114,85 118,61 124,43 132,00 139,63 145,73 149,47 151,12 152,43 154,71 157,74 160,99 164,76 169,47 176,07 184,77 193,75 201,69 207,45 211,00 214,24 - -

Mt 1,0023 0,9977 0,9886 0,9715 0,9919 1,0218 1,0278 0,9993 1,0010 0,9987 0,9916 0,9905 1,0101 1,0022 0,9829 0,9836 0,9927 1,0173 1,0120 1,0003 1,0077 0,9989 - -

SINt 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906 1,0044 1,0061 0,9989 0,9906

ADYt 112,00 113,90 117,39 122,02 130,36 141,81 149,94 150,78 150,61 151,32 153,57 157,72 161,91 164,12 166,76 174,82 182,63 195,92 204,34 209,47 211,71 212,71 215,84 224,06

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B2: Tổng s n phẩ tro g ước thực Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa (ĐVT: Tỉ VND) Nă Quý

Nă

Quý

ADYt

SINt

Mt

2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

Yt 58.368 78.637 71.589 83.941 62.213 84.173 76.681 90.180 66.441 89.610 82.902 97.289 71.080 95.954 89.537 105.864 115.119 97.829 103.670 76.371 125.327 106.416 111.361 81.984

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

- - 73.614 74.787 76.116 77.532 78.840 80.048 81.506 83.172 84.640 86.013 87.636 89.537 96.114 101.853 103.854 101.934 99.523 101.873 103.907 105.570 107.727 110.342

- - 0,9725 1,1224 0,8173 1,0857 0,9726 1,1266 0,8152 1,0774 0,9795 1,1311 0,8111 1,0717 0,9316 1,0394 1,1085 0,9597 1,0417 0,7497 1,2061 1,0080 1,0337 0,7430

1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727

53.044 76.758 71.411 96.190 56.538 82.162 76.490 103.340 60.380 87.469 82.696 111.486 64.596 93.662 89.314 121.312 104.618 95.492 103.412 87.516 113.895 103.874 111.084 93.948

2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

Yt 136.963 115.706 120.257 88.263 144.828 123.195 127.257 94.901 155.575 129.581 132.888 97.865 167.522 139.172 141.243 103.672 177.765 147.690 149.305 109.313 188.056 155.713 156.280 113.835

112.616 114.512 116.280 118.200 120.011 121.716 123.889 126.030 127.532 128.607 130.471 133.163 135.406 137.176 139.183 141.528 143.600 145.313 147.305 149.594 151.469 152.906 - -

Mt 1,2162 1,0104 1,0342 0,7467 1,2068 1,0122 1,0272 0,753 1,2199 1,0076 1,0185 0,7349 1,2372 1,0145 1,0148 0,7325 1,2379 1,0164 1,0136 0,7307 1,2416 1,0184 - -

ADYt 124.469 112.942 119.958 101.143 131.617 120.252 126.940 108.750 141.384 126.485 132.557 112.146 152.241 135.847 140.892 118.800 161.549 144.162 148.934 125.265 170.902 151.993 155.891 130.446

1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727 1,1004 1,0245 1,0025 0,8727

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B3: Chỉ s s n xuất công nghi p Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa

Mt

Nă Quý 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 50,1 53,4 56,2 56,4 58,2 61,9 66,6 61,5 67,6 71,3 73,1 78,1 78,1 85,2 85,5 87,2 85,3 99,1 103,9 111,7 113,8 116,1 117,2 120,6

- - 55,0 57,1 59,5 61,4 63,2 65,6 67,6 70,5 73,8 76,9 80,2 82,9 84,9 87,5 91,6 96,9 103,6 109,3 113,0 115,8 118,1 122,1

- - 1,0211 0,9875 0,9786 1,0079 1,0534 0,9379 1,0006 1,0121 0,9900 1,0158 0,9741 1,0282 1,0071 0,9961 0,9315 1,0223 1,0033 1,0224 1,0067 1,0025 0,9923 0,9880

SINt 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198

ADYt Nă Quý 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

52,2 52,8 55,7 55,3 60,7 61,2 66,0 60,3 70,5 70,5 72,4 76,6 81,4 84,2 84,7 85,5 88,9 98,0 102,9 109,5 118,7 114,8 116,1 118,3

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 123,3 138,2 135,8 149,1 123,5 133,5 132,7 137,1 126,6 139,3 146,4 151,7 142,2 154,7 159,6 168,0 154,8 165,4 167,4 179,2 160,3 172,7 174,0 188,6

127,2 133,0 136,6 136,1 135,1 133,2 132,1 133,2 135,6 139,2 143,0 146,8 150,4 154,1 157,7 160,6 162,9 165,3 167,4 169,0 170,7 172,7 - -

Mt 0,9697 1,0388 0,9940 1,0958 0,9142 1,0023 1,0046 1,0293 0,9334 1,0009 1,0241 1,0332 0,9455 1,0040 1,0120 1,0460 0,9501 1,0006 1,0001 1,0604 0,9389 0,9999 - -

SINt 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198 0,9590 1,0114 1,0098 1,0198

ADYt 128,6 136,6 134,5 146,2 128,8 132,0 131,4 134,4 132,0 137,7 145,0 148,7 148,3 153,0 158,1 164,7 161,4 163,5 165,8 175,7 167,2 170,8 172,3 184,9

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B4: Dự trữ tiền Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa (ĐVT: Tỉ VND)

Mt

Yt

Nă Quý 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 74.015 72.540 78.650 84.945 90.090 87.441 87.003 95.502 110.126 124.971 116.650 121.633 117.455 122.567 122.348 141.165 141.612 136.624 147.114 174.505 188.972 186.210 180.123 230.756

- - 79.547 83.419 86.326 88.689 92.514 99.709 108.106 115.079 119.261 119.877 120.289 123.442 128.903 133.680 138.533 145.796 155.884 168.002 178.326 189.484 203.196 220.145

- - 0,9887 1,0183 1,0436 0,9859 0,9404 0,9578 1,0187 1,0860 0,9781 1,0147 0,9764 0,9929 0,9491 1,0560 1,0222 0,9371 0,9437 1,0387 1,0597 0,9827 0,8865 1,0482

SINt 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368

ADYt 72.355 73.923 82.019 81.926 88.070 89.108 90.730 92.108 107.656 127.354 121.647 117.310 114.821 124.904 127.589 136.148 138.436 139.229 153.416 168.303 184.734 189.761 187.839 222.555

Nă Quý 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

242.414 243.629 268.364 267.463 285.841 288.846 315.712 304.343 328.523 313.978 306.231 326.788 325.048 345.678 378.989 364.755 416.366 378.259 371.000 389.076 368.315 390.862 422.253 389.609 387.396 396.487 389.942 403.168 404.397 412.413 439.622 427.722 443.989 444.383 455.816 463.209 471.816 481.729 522.809 496.979 508.961 518.209 512.842 548.899 - 584.631 - 655.511

Mt 0,9950 1,0034 0,9896 1,0374 1,0463 0,9371 0,9403 1,0390 1,1007 0,9535 0,9423 1,0838 0,9771 0,9672 0,9806 1,0278 0,9991 0,9840 0,9794 1,0520 0,9822 0,9343 - -

SINt 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368 1,0229 0,9813 0,9589 1,0368

ADYt 236.977 273.481 298.086 304.492 321.155 312.070 338.972 365.520 407.028 378.075 384.093 407.247 378.708 397.378 421.720 423.999 434.031 464.508 492.027 504.229 497.546 522.621 609.675 632.215

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B5: Cung tiền Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa (ĐVT: Tỉ VND)

Mt

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 216.185 226.933 235.255 250.846 256.018 263.877 269.684 284.144 300.781 324.527 341.303 378.060 404.093 420.263 445.393 495.447 517.024 544.601 577.793 648.574 699.989 727.165 753.012 841.011

- - 237.284 246.881 255.803 264.269 274.026 287.203 303.736 324.428 349.082 373.963 398.941 426.626 455.415 485.074 517.166 552.857 594.869 640.560 685.283 731.240 786.443 855.392

- - 0,9914 1,0161 1,0008 0,9985 0,9842 0,9893 0,9903 1,0003 0,9777 1,0110 1,0129 0,9851 0,9780 1,0214 0,9997 0,9851 0,9713 1,0125 1,0215 0,9944 0,9575 0,9832

SINt 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121

ADYt 215.065 227.811 238.457 247.853 254.692 264.897 273.355 280.754 299.223 325.782 345.949 373.549 402.000 421.888 451.456 489.536 514.346 546.707 585.658 640.836 696.363 729.977 763.263 830.976

Nă 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 949.181 1.029.562 1.110.983 1.253.997 1.300.249 1.295.492 1.347.514 1.513.544 1.645.309 1.775.952 1.842.316 1.910.587 1.982.389 2.166.591 2.325.022 2.478.310 2.495.422 2.544.739 2.673.757 2.774.281 2.827.346 2.987.087 3.149.681 3.455.221

937.938 1.034.308 1.129.814 1.206.939 1.269.747 1.331.756 1.407.332 1.510.522 1.632.430 1.743.911 1.835.676 1.926.641 2.035.809 2.167.113 2.302.207 2.413.605 2.504.465 2.585.053 2.663.540 2.760.324 2.875.108 3.019.716 - -

Mt 1,0120 0,9954 0,9833 1,0390 1,0240 0,9728 0,9575 1,0020 1,0079 1,0184 1,0036 0,9917 0,9738 0,9998 1,0099 1,0268 0,9964 0,9844 1,0038 1,0051 0,9834 0,9892 - -

SINt 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121 1,0052 0,9961 0,9866 1,0121

ADYt 944.265 1.033.543 1.126.107 1.239.035 1.293.515 1.300.502 1.365.857 1.495.485 1.636.787 1.782.819 1.867.395 1.887.791 1.972.121 2.174.969 2.356.672 2.448.740 2.482.497 2.554.579 2.710.154 2.741.180 2.812.702 2.998.638 3.192.557 3.413.995

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B6: Chỉ s giá chứng khoán Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa

Mt

ADYt

Nă 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 96,95 154,88 119,28 99,07 75,64 78,02 72,17 68,06 60,94 57,73 54,11 58,99 95,04 96,77 88,93 88,60 90,31 93,13 99,56 117,00 152,41 208,42 181,94 239,54

- - 114,88 102,61 87,11 77,35 71,64 67,26 62,47 59,08 62,21 71,35 80,58 88,63 91,74 90,70 91,57 96,45 107,76 129,94 154,65 180,26 227,85 281,91

Nă 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

Quý 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

- - 1,0383 0,9655 0,8683 1,0087 1,0075 1,0119 0,9755 0,9772 0,8699 0,8268 1,1794 1,0918 0,9693 0,9769 0,9862 0,9656 0,9239 0,9004 0,9855 1,1562 0,7985 0,8497

SINt 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695

96,06 151,19 119,66 102,19 74,95 76,16 72,40 70,20 60,38 56,35 54,28 60,85 94,17 94,46 89,21 91,39 89,48 90,91 99,88 120,68 151,01 203,45 182,52 247,08

Yt 410,57 382,75 361,67 374,46 256,23 168,74 182,80 123,46 104,79 149,25 201,40 200,34 186,71 196,67 177,29 175,44 181,02 168,51 158,91 145,65 158,23 167,41 151,97 149,05

326,17 365,50 363,07 317,03 267,92 214,18 163,88 142,51 142,40 154,34 174,19 190,35 193,27 187,14 183,32 179,09 173,27 167,25 160,67 157,69 156,68 156,24 - -

Mt 1,2588 1,0472 0,9961 1,1812 0,9564 0,7878 1,1155 0,8663 0,7359 0,9671 1,1562 1,0525 0,9661 1,0509 0,9671 0,9796 1,0447 1,0076 0,9890 0,9237 1,0099 1,0715 - -

SINt 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695 1,0093 1,0244 0,9968 0,9695

406,80 373,62 362,83 386,25 253,88 164,72 183,39 127,35 103,83 145,69 202,04 206,65 184,99 191,98 177,86 180,96 179,36 164,49 159,42 150,23 156,78 163,42 152,46 153,74

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B7: Lãi suất trái phiếu kho bạc Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa (ĐVT: %/ ă )

Yt

Mt

Nă Quý 2001 2001 2001 2001 2002 2002 2002 2002 2003 2003 2003 2003 2004 2004 2004 2004 2005 2005 2005 2005 2006 2006 2006 2006

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

5,43 5,45 5,65 5,43 5,72 5,95 6,07 5,93 6,19 6,25 5,81 5,06 5,56 5,71 5,85 5,65 5,99 6,12 6,20 6,19 6,28 5,56 3,73 3,35

- - 5,53 5,63 5,74 5,86 5,98 6,07 6,08 5,94 5,75 5,60 5,54 5,62 5,75 5,85 5,95 6,06 6,16 6,13 5,75 5,09 4,40 3,88

- - 1,0224 0,9653 0,9965 1,0162 1,0157 0,9765 1,0185 1,0529 1,0107 0,9032 1,0036 1,0162 1,0181 0,9656 1,0074 1,0103 1,0063 1,0102 1,0924 1,0934 0,8480 0,8628

SINt 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739

ADYt 5,35 5,44 5,60 5,58 5,64 5,94 6,02 6,09 6,10 6,24 5,76 5,20 5,48 5,70 5,80 5,80 5,90 6,11 6,15 6,36 6,19 5,55 3,70 3,44

Nă Quý 2007 2007 2007 2007 2008 2008 2008 2008 2009 2009 2009 2009 2010 2010 2010 2010 2011 2011 2011 2011 2012 2012 2012 2012

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

Yt 3,63 4,08 4,75 4,15 8,21 8,40 10,50 11,19 6,79 7,62 8,33 9,41 11,15 11,15 11,15 11,15 11,15 11,15 12,35 12,35 11,34 8,72 7,80 7,41

3,83 4,05 4,73 5,84 7,10 8,70 9,40 9,12 8,75 8,26 8,58 9,57 10,36 10,93 11,15 11,15 11,30 11,60 11,77 11,49 10,62 9,44 - -

Mt 0,9490 1,0068 1,0053 0,7109 1,1569 0,9661 1,1173 1,2266 0,7757 0,9225 0,9706 0,9834 1,0760 1,0199 1,0000 1,0000 0,9867 0,9612 1,0489 1,0745 1,0677 0,9242 - -

SINt 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739 1,0150 1,0022 1,0089 0,9739

ADYt 3,58 4,07 4,71 4,26 8,09 8,38 10,41 11,49 6,69 7,60 8,26 9,66 10,98 11,13 11,05 11,45 10,98 11,13 12,24 12,68 11,17 8,70 7,73 7,61

(Nguồn: tính toán của tác giả).

Phụ lục B8: Lãi suất cho vay Vi t Nam từ quý 1/2001 ến quý 4/2012 ã ều chỉnh yếu t mùa (ĐVT: %/ ă )

Mt

ADYt Nă Quý

Yt 10,65 9,35 9,00 8,68 8,52 8,75 9,50 9,48 9,41 9,45 9,54 9,52 9,54 9,54 9,68 10,13 10,82 10,88 11,08 11,33 11,18 11,18 11,18 11,18

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4

- - 9,15 8,81 8,80 8,96 9,17 9,37 9,47 9,48 9,50 9,52 9,55 9,65 9,88 10,21 10,55 10,88 11,07 11,16 11,21 11,20 11,18 11,18

- - 0,9832 0,9850 0,9682 0,9763 1,0356 1,0115 0,9942 0,9974 1,0046 0,9996 0,9987 0,9890 0,9795 0,9922 1,0253 1,0002 1,0007 1,0157 0,9978 0,9983 1,0000 1,0000

SINt 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862 0,9736 1,0101 1,0302 0,9862

10,94 2007 9,26 2007 8,74 2007 8,80 2007 8,75 2008 8,66 2008 9,22 2008 9,61 2008 9,67 2009 9,36 2009 9,26 2009 9,65 2009 9,80 2010 9,44 2010 9,40 2010 10,27 2010 11,11 2011 10,77 2011 10,76 2011 11,49 2011 11,48 2012 11,07 2012 10,85 2012 11,34 2012

1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4