Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam

BBỘỘ GGIIÁÁOO DDỤỤCC VVÀÀ ĐĐÀÀOO TTẠẠOO

TTRRƯƯỜỜNNGG ĐĐẠẠII HHỌỌCC KKIINNHH TTẾẾ TTHHÀÀNNHH PPHHỐỐ HHỒỒ CCHHÍÍ MMIINNHH

--------------------------

BBÙÙII TTHHỊỊ TTHHÙÙYY TTRRAANNGG

PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LLUUẬẬNN VVĂĂNN TTHHẠẠCC SSĨĨ KKIINNHH TTẾẾ

TTPP.. HHồồ CChhíí MMiinnhh -- NNăămm 22001133

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH --------------------------

BÙI THỊ THÙY TRANG

PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. TRẦN THỊ MỘNG TUYẾT TP. Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn là kết quả nghiên cứu của riêng tôi, không

sao chép của ai. Nội dung luận văn có tham khảo và sử dụng các tài liệu,

thông tin được đăng tải trên các tác phẩm, tạp chí và các trang web theo danh

mục tài liệu tham khảo của luận văn.

TP.HCM, ngày tháng năm 2013

Tác giả luận văn

Bùi Thị Thùy Trang

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các ký hiệu, chữ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

Danh mục các hình

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

CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN ........................... 4

1.1. Tổng quan về thị trƣờng chứng khoán .................................................. 4

1.1.1. Khái niệm ........................................................................................ 4

1.1.2. Chức năng và vai trò của TTCK ..................................................... 5

1.1.2.1 Chức năng của TTCK ........................................................... 5 1.1.2.1 Chức năng của TTCK

1.1.2.2. Vai trò của thị trường chứng khoán ..................................... 6

1.2. Chỉ số giá chứng khoán

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

1.2.2. Ý nghĩa chỉ số giá chứng khoán đến thị trường chứng khoán…......8

1.2.3. Các phương pháp tính ...................................................................... 8

1.2.3.1. Phương pháp số bình quân giản đơn .................................... 9

1.2.3.2. Chỉ số giá bình quân gia quyền ............................................ 9

1.2.3.3. Chỉ số giá bình quân Fisher ............................................... 12

1.2.3.4. Phương pháp bình quân nhân giản đơn ............................. 12

1.3. Các nhân tố ảnh hƣởng đến chỉ số giá chứng khoán .......................... 13

1.4. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây về tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán ................................................... 15

1.4.1. Cung tiền (M2) và chỉ số giá chứng khoán ................................... 15

1.4.2. Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và chỉ số giá chứng khoán ...... 16

1.4.3. Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá chứng khoán ................. 18

1.4.4. Tỷ giá hối đoái (EX) và chỉ số giá chứng khoán .......................... 20

1.4.5. Lãi suất (IR) và chỉ số giá chứng khoán ....................................... 22

1.4.6. Giá dầu (OIL) và chỉ số giá chứng khoán ..................................... 23

1.5. Mô hình và phƣơng pháp nghiên cứu tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán ............................................................ 25

1.5.1. Mô hình nghiên cứu ...................................................................... 25

1.5.2. Phương pháp phân tích .................................................................. 26

1.5.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị .................................................. 26

1.5.2.2. Kiểm định mô hình VAR ................................................... 28

1.5.2.3.Phân tích Variance Decomposition và Impulse Response Function ........................................................................................................... 28

Kết luận chƣơng 1 ......................................................................................... 29

CHƢƠNG 2: PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ

VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ...................... 30

2.1. Tổng quan thị trƣờng chứng khoán Việt Nam .................................... 30

2.1.1.Giới thiệu tổng quan Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh ......................................................................................................... 30

2.1.1.1. Lịch sử hình thành ............................................................ 30

2.1.1.2. Quy mô hoạt động ............................................................ 31

2.1.2. Giới thiệu tổng quan Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội ........... 31

2.1.2.1. Lịch sử hình thành ........................................................... 31

2.1.2.2. Quy mô hoạt động ........................................................... 33

2.2. Thực trạng tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam ................................................................................. 33

2.2.1. Giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2005 ........................................ 33

2.2.2. Giai đoạn từ năm 2006 đến năm 2007 ........................................ 34

2.2.3. Giai đoạn từ năm 2008 đến tháng 04/2013 ................................. 39

2.3. Nghiên cứu tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán Việt Nam ................................................................................. 49

2.3.1. Nguồn dữ liệu và phương pháp xử lý dữ liệu .............................. 49

2.3.1.1. Nguồn dữ liệu .................................................................... 49

2.3.1.2. Phương pháp xử lý dữ liệu ................................................ 51

2.3.2. Kết quả nghiên cứu ....................................................................... 52

2.3.2.1.Kết quả nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh ......................................................................................................... 52

2.3.2.2.Kết quả nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội 63

2.4. Đánh giá chung tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam ................................................................................. 74

Kết luận chƣơng 2 ......................................................................................... 78

CHƢƠNG 3: GIẢI PHÁP HẠN CHẾ SỰ TÁC ĐỘNG BẤT THƢỜNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ NHẰM PHÁT TRIỂN TTCK VIỆT NAM ..................................................................................................... 79

3.1. Định hƣớng phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong thời

gian tới ............................................................................................................ 79

3.2. Giải pháp hạn chế sự tác động bất thƣờng của các nhân tố kinh tế vĩ

mô nhằm phát triển TTCK Việt Nam ......................................................... 80

3.2.1.Nhóm giải pháp liên quan đến chính sách kinh tế vĩ mô ............. 80

3.2.2. Nhóm giải pháp liên quan đến chính sách tiền tệ và chính sách tài

khóa ................................................................................................................. 83

3.2.3. Nhóm giải pháp liên quan đến hiệu quả thông tin ...................... 84

3.2.4. Nhóm giải pháp liên quan đến cung cầu chứng khoán ............... 86

3.2.5. Nhóm giải pháp liên quan đến chỉ số giá chứng khoán .............. 88

Kết luận chƣơng 3 ......................................................................................... 89

KẾT LUẬN .................................................................................................... 90

TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CHỮ VIẾT TẮT

CK : Chứng khoán

CPI : Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng

CTCP : Công ty cổ phần

DN : Doanh nghiệp

EIA : Cơ quan thông tin năng lượng của Mỹ

EX : Tỷ giá hối đoái

GSO : Tổng cục thống kê Việt Nam

HASTC : Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội

HASTC-Index : Chỉ số giá chứng khoán của Trung tâm giao dịch chứng

khoán Hà Nội

HNX : Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

HNX-Index : Chỉ số giá chứng khoán tại Sở giao dịch chứng khoán Hà

Nội

HOSE : Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh

IMF : Quỹ Tiền tệ Quốc tế

IPI : Chỉ số sản xuất công nghiệp

IR : Lãi suất

M2 : Cung tiền M2

NĐT : Nhà đầu tư

NHNN : Ngân hàng nhà nước

OIL : Giá dầu thô FOB giao ngay mỗi ngày trên thế giới

TTCK : Thị trường chứng khoán

UBCKNN : Ủy ban chứng khoán nhà nước

VN : Việt Nam

VN-Index : Chỉ số giá chứng khoán tại Sở giao dịch chứng khoán TP.

HCM

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 1.1 : Tóm tắt khung lý thuyết các nhân tố vĩ mô và TTCK

Bảng 2.1 : Một số điều kiện niêm yết cổ phiếu tại HOSE VÀ HNX

Bảng 2.2 : Các chủ thể tham gia và CK niêm yết trên TTCK Việt Nam

Bảng 2.3 : Quy mô giao dịch của TTCK năm 2006, năm 2007

Bảng 2.4 : Quy mô giao dịch của TTCK năm 2008, năm 2009

Bảng 2.5 : Một số chỉ tiêu kinh tế vĩ mô năm 2008, 2009 và năm 2010

Bảng 2.6 : Quy mô giao dịch TTCK Việt Nam năm 2011

Bảng 2.7 : Thống kê thị trường chứng khoán quý 1/2013

Bảng 2.8 : Tóm tắt các biến trong mô hình nghiên cứu

Bảng 2.9 : Thống kê mô tả các biến được sử dụng trong mô hình (HOSE)

Bảng 2.10 : Kết quả kiểm định Unit root – ADF (HOSE)

Bảng 2.11 : Thống kê mô tả các biến được sử dụng trong mô hình (HNX)

Bảng 2.12 : Kết quả kiểm định Unit root – ADF (HNX)

Bảng 2.13 : Tổng hợp kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy và phân rã phương

sai

DANH MỤC CÁC HÌNH

Hình 2.1 : Quy mô thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2006

Hình 2.2 : Diễn biến chỉ số VN-Index năm 2006

Hình 2.3 : Diễn biến chỉ số HASTC-INDEX năm 2006

Hình 2.4 : Diễn biến chỉ số VN-Index năm 2007

Hình 2.5 : Diễn biến TTCK Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2012

Hình 2.6 : Diễn biến điều chỉnh biên độ chứng khoán năm 2008

Hình 2.7 : Các sự kiện chính tác động đến TTCK Việt Nam năm 2009

Hình 2.8 : Diễn biến TTCK Việt Nam năm 2011

Hình 2.9 : Quy mô vốn hóa TTCK năm 2012

Hình 2.10 : Diễn biến TTCK Việt Nam năm 2012

Hình 2.11 : Diễn biến TTCK Việt Nam từ tháng 1-4/2013

Hình 2.12 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc từ chính nó

Hình 2.13 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc cung tiền (M2)

Hình 2.14 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc chỉ số sản xuất công

nghiệp (IPI)

Hình 2.15 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc chỉ số giá tiêu dùng

(CPI)

Hình 2.16 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc tỷ giá hối đoái (EX)

Hình 2.17 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc lãi suất (IR)

Hình 2.18 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trước cú sốc giá dầu (OIL)

Hình 2.19 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc từ chính nó

Hình 2.20 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc cung tiền (M2)

Hình 2.21 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI)

Hình 2.22 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc chỉ số giá tiêu dùng

(CPI)

Hình 2.23 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc tỷ giá hối đoái

(EX)

Hình 2.24 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc lãi suất (IR)

Hình 2.25 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trước cú sốc giá dầu (OIL)

Hình 2.26 : Mức vốn hóa thị trường/GDP của TTCK Việt Nam so với các

nước trong khu vực và mức trung bình thế giới

MỞ ĐẦU

1. Đặt vấn đề nghiên cứu:

Ở tất cả các quốc gia, khi sản xuất hàng hóa phát triển đến giai đoạn

cao đòi hỏi sự ra đời của TTCK như một kênh huy động vốn trung và dài hạn

cho nền kinh tế, Việt Nam cũng không phải ngoại lệ. Trải qua hơn 13 năm

hoạt động, cùng với sự phát triển của nền kinh tế thị trường, TTCK Việt Nam

đã có những đóng góp nhất định cho nền kinh tế như tạo kênh huy động

nguồn vốn khổng lồ tài trợ cho nền kinh tế, nâng cao hiệu quả sản xuất kinh

doanh của các DN tham gia niêm yết trên thị trường, giúp Nhà nước thực hiện

chức năng điều tiết kinh tế vĩ mô… Tuy nhiên, thị trường vẫn tiềm ẩn những

biến động bất thường và có nhiều rủi ro ảnh hưởng đến tâm lý của các nhà

đầu tư khi tham gia thị trường. Sự thăng trầm của thị trường do tác động của

nhiều nhân tố trong đó không thể loại trừ tác động của các nhân tố kinh tế vĩ

mô.

Do đó, việc nghiên cứu, tìm hiểu mức độ ảnh hưởng của các nhân tố

kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán, cụ thể là sự biến động chỉ số giá

chứng khoán từ đó đưa ra những nhận định và đề xuất các ý kiến mới, hữu ích

cho việc xây dựng, hoàn thiện các chính sách điều hành và quản lý kinh tế vĩ

mô góp phần phát triển TTCK Việt Nam là việc làm hết sức quan trọng và

cần thiết trong bối cảnh nền kinh tế đang gặp nhiều khó khăn và thử thách

như hiện nay. Từ những suy nghĩ trên, tác giả xin chọn đề tài: “Phân tích tác

động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam”

làm đề tài nghiên cứu cho luận văn tốt nghiệp cao học của mình.

2. Mục tiêu nghiên cứu:

Luận văn tập trung giải quyết những vấn đề sau:

- Xác định các nhân tố kinh tế vĩ mô và mức độ tác động của các nhân

tố đến chỉ số VN-Index tại Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM và chỉ số

HNX-Index tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội.

- Vận dụng tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô từ đó đưa ra các

chính sách góp phần phát triển TTCK Việt Nam.

3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu:

- Đối tượng nghiên cứu là các nhân tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng đến thị

trường chứng khoán Việt Nam

- Phạm vi nghiên cứu là dữ liệu được lấy theo tháng từ khi TTCK Việt

Nam mới hình thành cho đến tháng 04/2013, cụ thể như sau: đối với chỉ số

VN-Index là từ tháng 7/2000 đến tháng 04/2013 (154 quan sát) và chỉ số

HNX-Index là từ tháng 07/2005 đến tháng 04/2013 (94 quan sát).

4. Phƣơng pháp nghiên cứu:

Dựa trên khung lý thuyết của các bài nghiên cứu thực nghiệm trên thế

giới về tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK cũng như để phù hợp

với đặc thù về thông tin và kinh tế tại Việt Nam, 6 nhân tố sau đây được chọn

để xem xét mối tương quan với TTCK Việt Nam gồm: chỉ số giá tiêu dùng

(đại diện cho lạm phát), chỉ số sản xuất công nghiệp (đại diện cho hoạt động

kinh tế thực), tỷ giá hối đoái, cung tiền, lãi suất và giá dầu.

Dữ liệu thể hiện tình hình TTCK Việt Nam là chỉ số VN-Index và chỉ

số HNX-Index theo tháng, trong đó hai chỉ số này được tính là trung bình của

chỉ số đóng cửa cuối mỗi ngày giao dịch trong tháng, để phản ánh xác thực và

giảm sự sai lệch so với việc lấy chỉ số đầu tháng hoặc cuối tháng.

Dữ liệu được thu thập theo tháng từ các nguồn sau: Quỹ Tiền tệ Quốc

tế (IMF), Ngân hàng nhà nước VN (SBV), Tổng cục Thống kê VN (GSO),

Cơ quan thông tin năng lượng Mỹ (EIA), Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM

(HOSE) và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (HNX).

Luận văn áp dụng các kiểm định sau: kiểm định nghiệm đơn vị để tránh

hiện tượng hồi quy giả, kiểm định mô hình VAR xác định hệ số tương quan

trong mối quan hệ đa chiều giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng

khoán, phân tích phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy để thấy được mức

độ ảnh hưởng giữa chỉ số giá chứng khoán và các biến kinh tế vĩ mô.

5. Ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đề tài nghiên cứu:

- Ý nghĩa khoa học: Đề tài đi vào nghiên cứu các nhân tố kinh tế vĩ mô

ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam.

- Ý nghĩa thực tiễn: Xác định các nhân tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng đến

chỉ số giá chứng khoán và mức độ ảnh hưởng để từ đó đưa ra các kiến nghị và

giải pháp phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam.

6. Kết cấu đề tài:

Ngoài phần mở đầu và kết luận, kết cấu đề tài bao gồm:

Chương 1: Tổng quan về các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán.

Chương 2: Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số

giá chứng khoán Việt Nam.

Chương 3: Giải pháp hạn chế sự tác động bất thường của các nhân tố

kinh tế vĩ mô nhằm phát triển TTCK Việt Nam.

CHƢƠNG 1: TỔNG QUAN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ

KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN

1.1. Tổng quan về thị trƣờng chứng khoán:

1.1.1. Khái niệm:

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

quan niệm là nơi diễn ra các hoạt động giao dịch mua bán các loại chứng

khoán nợ trung và dài hạn. Việc mua bán này được tiến hành ở thị trường sơ

cấp khi người mua mua được chứng khoán nợ lần đầu từ những người phát

hành, và ở thị trường thứ cấp khi có sự mua đi bán lại các chứng khoán nợ đã

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

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

khoán nợ. Nhưng xét về mặt bản chất thì:

- TTCK là nơi tập trung và phân phối các nguồn vốn tiết kiệm. Tập

trung các nguồn tiết kiệm để phân phối lại cho những ai muốn sử dụng các

nguồn tiết kiệm đó theo giá mà người sử dụng sẵn sàng trả và theo phán đoán

của thị trường về khả năng sinh lời từ các dự án của người sử dụng. Chuyển

từ tư bản sở hữu sang tư bản kinh doanh.

- TTCK là định chế tài chính trực tiếp: cả chủ thể cung và cầu vốn đều

tham gia vào thị trường một cách trực tiếp. Ngược với cách tài trợ gián tiếp

được thực hiện thông qua các trung gian tài chính, những người có vốn khi có

đủ điều kiện môi trường tài chính, pháp lý,…sẽ trực tiếp đầu tư vào sản xuất,

kinh doanh không cần qua các trung gian tài chính mà chuyển vốn thông qua

TTCK, một thị trường dẫn vốn trực tiếp từ người có vốn sang người cần vốn

theo nguyên tắc đầu tư, các chủ thể đầu tư đã thực sự gắn quyền sử dụng và

quyền sở hữu về vốn, nâng cao tiềm năng quản lý vốn.

Như vậy, TTCK thực chất là nơi diễn ra quá trình vận động của tư bản

tiền tệ, phản ánh các quan hệ trao đổi, mua bán quyền sở hữu tư liệu sản xuất

và vốn bằng tiền, tức là mua bán quyền sở hữu vốn. Nó là kênh dẫn vốn trực

tiếp, chuyển tiền tiết kiệm của những chủ thể thặng dư vốn đến những nơi

thiếu hụt vốn. Qua đó, TTCK góp phần cân đối giữa tiết kiệm và đầu tư, đóng

góp vào sự tăng trưởng kinh tế bằng cách mở rộng khối lượng tiết kiệm và

đầu tư.

1.1.2. Chức năng và vai trò của thị trƣờng chứng khoán:

1.1.2.1. Chức năng của thị trƣờng chứng khoán:

Là một định chế tài chính quan trọng trong nền kinh tế thị trường,

TTCK được nhìn nhận với hai chức năng cơ bản, đó là: tập trung huy động

vốn đầu tư và điều tiết các nguồn vốn trong nền kinh tế.

- Tập trung huy động vốn đầu tư cho nền kinh tế: Thông qua các giao

dịch được thực hiện trên TTCK sơ cấp, các nguồn vốn tạm thời nhàn rỗi trong

dân cư, trong các tổ chức chính trị, các tổ chức xã hội… được huy động và tập

trung để tạo vốn cho tổ chức phát hành.

- Điều tiết các nguồn vốn trong nền kinh tế: TTCK nói chung, TTCK

thứ cấp nói riêng là nơi tạo tính thanh khoản cho các loại chứng khoán. Thông

qua thị trường này NĐT có thể thu hồi vốn hoặc chuyển vốn đầu tư một cách

dễ dàng thông qua hoạt động mua và bán các loại chứng khoán. Mặt khác,

trong nền kinh tế thị trường, bên cạnh những DN thành đạt, không ít DN có

hiệu quả kinh doanh thấp kém, thậm chí có nguy cơ phá sản. Những DN này

có thể phải chấp nhận giải pháp thu hẹp phạm vi kinh doanh ở một lĩnh vực

nào đó bằng cách rút bớt vốn đầu tư khỏi các hoạt động sản xuất kinh doanh

của DN để đầu tư vào một lĩnh vực khác thông qua việc mua các chứng khoán

đang được giao dịch trên TTCK. Điều đó cùng đồng nghĩa với việc vốn đầu

tư tự phát điều tiết từ các ngành, các lĩnh vực có hiệu quả sử dụng thấp sang

các ngành, các lĩnh vực có hiệu quả sử dụng cao hơn.

1.1.2.2. Vai trò của thị trƣờng chứng khoán:

Việc tạo lập và phát triển TTCK có ý nghĩa rất quan trọng trong sự

nghiệp phát triển kinh tế của các nước có nền kinh tế thị trường. Nó là kênh

bổ sung nguồn vốn trung và dài hạn cho nền kinh tế. Tuy nhiên, nếu không có

đầy đủ các điều kiện cần thiết để đảm bảo cho sự tồn tại và phát triển thì

TTCK cũng có thể gây nên những tác hại khôn lường đối với nền kinh tế - xã

hội. Chính vì thế, nhận thức được đầy đủ vai trò của TTCK có một ý nghĩa

quan trọng trong việc sử dụng thị trường và xây dựng chính sách quản lý thị

trường một cách hữu hiệu. TTCK có vai trò chủ yếu sau:

- TTCK là kênh huy động, tập trung và luân chuyển vốn linh hoạt của

nền kinh tế: Trong nền kinh tế thị trường, TTCK được xem như một trung

tâm thu gom mọi nguồn vốn tiết kiệm lớn nhỏ của từng hộ dân cư, các nguồn

vốn tạm thời nhàn rỗi trong các DN, các tổ chức tài chính và từ nước

ngoài…tạo thành một nguồn vốn khổng lồ tài trợ cho nền kinh tế, mà các

kênh tài chính khác không làm được.

- TTCK góp phần kích thích cạnh tranh, nâng cao hiệu quả sản xuất

kinh doanh của các DN: Quy định của TTCK bắt buộc các DN tham gia thị

trường phải công bố công khai, minh bạch tình hình tài chính, kết quả kinh

doanh hàng quý, hàng năm trước công chúng, để công chúng có thể nhận

định, đánh giá được công ty. Bên cạnh đó, việc mua bán cổ phiếu của công ty

một cách tự do, khiến người có cổ phiếu trở thành chủ sỡ hữu của công ty.

Nhờ đó, họ có thể kiểm soát công ty và nhận biết được khả năng hoạt động

của công ty qua sự chấp nhận của TTCK. Chính những điều này buộc các DN

phải tính toán kỹ lưỡng trong việc huy động và sử dụng vốn, qua đó góp phần

nâng cao hiệu quả sản xuất kinh doanh của DN.

- TTCK góp phần đa dạng hóa các hình thức đầu tư và huy động vốn

trong nền kinh tế: Với một hệ thống các loại chứng khoán khác nhau của

nhiều ngành kinh tế và các chủ thể khác nhau, người tiết kiệm có thể tự mình

lựa chọn, hoặc thông qua những nhà tài chính chuyên môn lựa chọn những

hình thức đầu tư thích hợp nhất. Nhờ vậy, vốn nhàn rỗi trong xã hội sẽ được

thu hút vào công cuộc đầu tư. Vốn đầu tư sinh lời, càng kích thích ý thức tiết

kiệm và đầu tư trong dân chúng.

Đồng thời, nhờ sự phát triển của TTCK, các chủ thể thiếu vốn có thêm

một sự lựa chọn kênh huy động vốn: hoặc là phát hành chứng khoán qua

TTCK, hoặc huy động vốn từ các tổ chức tín dụng - một kênh huy động vốn

truyền thống và tương đối phổ biến. Về mặt lý thuyết, huy động vốn qua phát

hành chứng khoán là một phương pháp hiệu quả vì người cần vốn sẽ nhận

được vốn trực tiếp từ người cung vốn, nên có thể giảm được chi phí huy động

vốn, điều này còn tùy thuộc vào tính hiệu quả, sự phát triển của TTCK và

điều kiện thực tế của tổ chức phát hành,…

- TTCK là công cụ hữu hiệu giúp nhà nước thực hiện chức năng điều

tiết vĩ mô nền kinh tế: Thông qua TTCK, chính phủ có thể mua và bán trái

phiếu chính phủ để tạo ra nguồn thu bù đắp thiếu hụt ngân sách và quản lý

lạm phát. Ngoài ra, chính phủ cũng có thể sử dụng một số biện pháp, chính

sách tác động vào TTCK nhằm định hướng đầu tư, đảm bảo sự phát triển cân

đối của nền kinh tế,…

- TTCK là công cụ góp phần thúc đẩy quá trình hội nhập kinh tế quốc

tế: TTCK là công cụ cho phép vừa thu hút, vừa kiểm soát vốn đầu tư nước

ngoài một cách hữu hiệu, vì nó hoạt động theo nguyên tắc công khai. Tính

chuyên nghiệp của các NĐT nước ngoài sẽ góp phần từng bước làm thay đổi

tư duy trong đầu tư kinh doanh, đổi mới cơ chế quản lý theo xu hướng quản lý

hiện đại, từng bước góp phần khắc phục tình trạng đầu tư thiếu thông tin hoặc

thông tin không chính xác, đầu tư theo trào lưu đám đông của các NĐT trong

nước. Hoạt động mua bán chứng khoán của các NĐT nước ngoài làm tăng

tính sôi động của thị trường, qua đó góp phần quan trọng vào sự phát triển

TTCK của các nước, đặc biệt là tại các nước mới nổi.

Ngoài ra, TTCK còn có các vai trò tích cực khác như: đảm bảo tính

thanh khoản cho chứng khoán, làm giảm áp lực lạm phát, thúc đẩy cổ phần

hóa DN nhà nước,…

1.2. Chỉ số giá chứng khoán:

1.2.1. Khái niệm:

Chỉ số giá chứng khoán là chỉ số giá bình quân của các loại chứng

khoán giao dịch trên TTCK tại một thời điểm.

1.2.2. Ý nghĩa chỉ số giá chứng khoán đến thị trƣờng chứng khoán:

Chỉ số giá phản ánh xu hướng vận động chung của toàn bộ thị trường

nên nó là một thông tin không thể thiếu trong bất cứ một thông báo nào về

hoạt động giao dịch trên TTCK.

Chỉ số giá chứng khoán rất quan trọng đối với những người tham gia

TTCK đặc biệt là trong thị trường cổ phiếu. Chỉ số gia tăng cho thấy toàn bộ

hoặc phần lớn các cổ phiếu tăng giá, ngược lại chỉ số giá giảm chứng tỏ các

cổ phiếu đang giảm giá. Diễn biến chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ

tương đối chặt chẽ với tình hình kinh tế và các chính sách vĩ mô. Trong những

thời kì kinh tế tăng trưởng thuận lợi, chỉ số giá thường tăng và ngược lại.

Chỉ số giá chứng khoán cũng có ý nghĩa rất quan trọng đối với việc đưa

ra quyết định đầu tư, thông qua nó nhà đầu tư sẽ có cái nhìn tổng quát về thị

trường, trên cơ sở đó đưa ra những quyết định đầu tư mang tính chiến lược và

dài hạn chứ không chỉ nhằm mục đích kiếm lời từ những biến động giá tạm

thời.

1.2.3. Các phƣơng pháp tính:

Hiện nay các nước trên thế giới thường dùng 4 phương pháp để tính chỉ

số giá chứng khoán, đó là:

1.2.3.1. Phƣơng pháp số bình quân giản đơn:

Phương pháp tính giá bình quân giản đơn cũng thường được áp dụng.

Công thức đơn giản là lấy tổng thị giá của chứng khoán chia cho số chứng

khoán tham gia tính toán:

Ip =

Trong đó:

Ip: giá bình quân

pi : giá của chứng khoán i

n: số lượng chứng khoán đưa vào tính toán

Các chỉ số họ Dow Jone của Mỹ, Nikkei 225 của Nhật, MBI của Ý áp

dụng phương pháp này. Phương pháp này sẽ tốt khi mức giá của các cổ phiếu

tham gia niêm yết khá đồng đều, hay độ lệch chuẩn ( ) của nó thấp.

1.2.3.2. Chỉ số giá bình quân gia quyền:

Là chỉ số giá bình quân được tính có sự tham gia của khối lượng, có

nghĩa là biến đổi giá của những nhân tố có tỷ trọng khối lượng trong tổng thể

càng lớn thì ảnh hưởng càng nhiều đến chỉ số giá chung và ngược lại.

(q x pt) I =

(q x po)

Trong đó:

I: chỉ số giá bình quân gia quyền

pt : giá thời kỳ báo cáo

po: giá thời kỳ gốc

q: khối lượng (quyền số) có thể theo thời kỳ gốc hoặc thời kỳ báo cáo,

cũng có thể là cơ cấu của khối lượng

Ưu điểm: có đề cập đến quyền số trong quá trình tính toán. Phương

pháp tính phức tạp hơn phương pháp bình quân giản đơn.

Nhược điểm: do chọn rổ đại diện theo nhiều tiêu thức và mỗi tiêu thức

cũng có ưu nhược điểm riêng, nên trong nhiều trường hợp chỉ số này không

phản ánh đúng tình hình giao dịch của thị trường.

Theo phương pháp tính bình quân gia quyền:

- Chọn q theo thời kì gốc thì là phương pháp Laspeyres

- Chọn q theo thời kì tính toán thì là phương pháp Paasche

Phƣơng pháp Laspeyres

Chỉ số giá bình quân Laspeyres là chỉ số giá bình quân gia quyền giá

trị, lấy quyền số là số cổ phiếu niêm yết thời kì gốc. Như vậy, kết quả sẽ phụ

thuộc vào cơ cấu quyền số thời kỳ gốc:

(qo x pt) IL =

(qo x po)

Trong đó:

IL : chỉ số giá bình quân Laspeyres

pt : giá thời kỳ t

po: giá thời kỳ gốc

qo: khối lượng (quyền số) thời kỳ gốc hoặc cơ cấu của khối lượng (số

lượng cổ phiếu niêm yết) thời kỳ gốc

i: số cổ phiếu i tham gia tính chỉ số giá

n: số lượng cổ phiếu đưa vào tính chỉ số

Ưu điểm: không phải theo dõi liên tục sự biến động của quyền số, vì

quyền số gốc đã có sẵn ngay ở lần tính đầu tiên

Nhược điểm: không cập nhật được sự thay đổi của khối lượng trong

quá trình giao dịch, mua bán

Có ít nước áp dụng phương pháp này, đó là chỉ số FAZ, DAX của Đức

Phƣơng pháp Paasche:

Đây là loại chỉ số giá thông dụng nhất và nó là chỉ số giá bình quân gia

quyền giá trị với quyền số là số lượng chứng khoán niêm yết thời kì tính toán.

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

(qt x pt) Ip =

(qt x po)

Trong đó:

Ip : chỉ số giá Paasche

pt : giá thời kỳ t

po: giá thời kỳ gốc

qt: khối lượng (quyền số) thời điểm tính toán (t) hoặc cơ cấu của khối

lượng thời điểm tính toán

i: số cổ phiếu i tham gia tính chỉ số giá

n: số lượng cổ phiếu đưa vào tính chỉ số

Ưu điểm: Phải thường xuyên cập nhật khối lượng hàng hóa thời kì báo

cáo, và vì thế khả năng phản ánh biến động của thị trường tốt hơn.

Nhược điểm: Phải thường xuyên cập nhật quyền số (tỷ trọng) và

phương pháp tính cũng phức tạp hơn.

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

TOPIX (Nhật), CAC (Pháp), TSE (Đài Loan), Hangseng (HongKong),…áp

dụng phương pháp này.

1.2.3.3. Chỉ số giá bình quân Fisher

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

giá Paasche và chỉ số giá Laspayres:

IF =

Trong đó:

IF: chỉ số Fisher

IP: chỉ số Paasche

IL: chỉ số Laspayres

Giá trị chỉ số tính toán ra phụ thuộc vào quyền số của 2 thời kỳ: kì gốc

và kì tính toán

Ưu điểm: Loại trừ được nhược điểm của phương pháp Paasche và

phương pháp Laspayres mắc phải.

Về mặt lý luận có phương pháp này nhưng trong thống kê không thấy

nó áp dụng ở bất kì quốc gia nào

1.2.3.4. Phƣơng pháp bình quân nhân giản đơn

Ip=

Chúng ta chỉ nên dùng loại chỉ số này khi độ lệch chuẩn ( ) khá cao,

cao

Các chỉ số: Value line (Mỹ), FT 30 (Anh) áp dụng phương pháp bình

quân nhân đơn giản này.

Tuy nhiên về mặt lý luận, chúng ta có thể tính toán theo phương pháp

bình quân cộng hoặc bình quân nhân gia quyền với quyền số là số chứng

khoán niêm yết.

Quyền số thường được dùng trong tính toán là số chứng khoán niêm

yết. Riêng ở Đài Loan họ dùng số chứng khoán trong lưu thông làm quyền số,

bởi vì tỷ lệ đầu tư của công chúng ở nước này rất cao (80 - 90%).

1.3. Các nhân tố ảnh hƣởng đến chỉ số giá chứng khoán:

- Sự tiến triển của nền kinh tế quốc dân: Thông thường, chỉ số giá

chứng khoán có xu hướng tăng khi nền kinh tế phát triển (và có xu hướng

giảm khi nền kinh tế yếu đi). Bởi khi đó, khả năng về kinh doanh có triển

vọng tốt đẹp, nguồn lực tài chính tăng lên đồng thời trước triển vọng về lợi

tức tương lai, người dân hạn chế tiêu dùng hiện tại để có tích lũy cho đầu tư

và như vậy, khi lạm phát cao người dân vẫn có tích lũy nhưng sẽ cân nhắc về

hướng đầu tư: mua cổ phiếu, trái phiếu hay gửi ngân hàng.

- Lạm phát: Lạm phát gia tăng là dấu hiệu cho thấy, sự tăng trưởng của

nền kinh tế sẽ không bền vững, lãi suất sẽ tăng lên, khả năng thu lợi nhuận

của DN bị hạ thấp khiến chỉ số giá chứng khoán bị giảm. Lạm phát càng thấp

thì càng có nhiều khả năng chỉ số giá chứng khoán tăng giá và ngược lại.

Biểu hiện của lạm phát là giá cả mọi hàng hóa tăng liên tục và kéo dài.

Đối với sự tăng giá của một mặt hàng cụ thể, nó sẽ ảnh hưởng đến giá cổ

phiếu có liên quan mặt hàng đó. Ví như giá dầu tăng thì giá xăng tăng, dẫn

đến chi phí chuyên chở cũng tăng lên. Điều này đến lượt nó lại làm tăng giá

mọi thứ được chuyên chở. Và những cổ phiếu thuộc ngành vận chuyển có sử

dụng xăng dầu hoặc những cố phiếu của DN lệ thuộc vào xăng dầu sẽ biến

động (thường sẽ giảm xuống)

- Tình hình biến động của lãi suất: Lãi suất tăng làm tăng chi phí vay

đối với DN. Chi phí này được chuyển cho các cổ đông vì nó sẽ hạ thấp lợi

nhuận mà DN dùng để thanh toán cổ tức. Cùng lúc đó, cổ tức hiện có từ cổ

phiếu thường sẽ tỏ ra không mấy cạnh tranh đối với NĐT tìm lợi tức, sẽ làm

họ chuyển hướng sang tìm nguồn thu nhập tốt hơn ở bất kì nơi nào có lãi suất

cao. Hơn nữa, lãi suất tăng còn gây tổn hại cho triển vọng phát triển của DN

vì nó khuyến khích doanh nghiệp giữ lại tiền nhàn rỗi, hơn là liều lĩnh dùng

số tiền đó mở rộng sản xuất kinh doanh. Chính vì vậy, lãi suất tăng sẽ dẫn đến

chỉ số giá chứng khoán giảm và ngược lại.

Tuy nhiên, sự dao động của lãi suất không phải luôn được tiếp theo bởi

sự phản ứng tương đương và trái ngược của chỉ số giá chứng khoán. Chỉ khi

nào lãi suất phản ánh xu hướng chủ đạo trong lạm phát, nó mới trở thành

thước đo hiệu quả sự dao động của TTCK. Lãi suất có xu hướng giảm khi lạm

phát giảm và lạm phát giảm khiến chỉ số giá chứng khoán tăng cao hơn.

Ngược lại, lạm phát tăng cùng với lãi suất, chỉ số giá chứng khoán sẽ giảm.

Nhưng nếu lạm phát không phải là một vấn đề nghiêm trọng và lãi suất tăng,

đầu tư vào TTCK thường mang lại nhiều lãi. Bởi vì trong trường hợp này lãi

suất tăng là do nền kinh tế tăng trưởng.

- Tỷ giá hối đoái: Nếu DN nhập khẩu sử dụng nhiều chi phí nhập khẩu

cho đầu vào trong sản phẩm của họ. Sự gia tăng chi phí trong sản phẩm do

đồng tiền trong nước được định giá thấp có thể làm cho doanh thu của các DN

nhập khẩu bị sụt giảm, điều này làm cho giá chứng khoán của các DN nhập

khẩu sẽ giảm và ngược lại trong trường hợp đồng tiền trong nước được định

giá thấp thì các DN xuất khẩu sẽ tăng giá chứng khoán.

- Giá dầu: là một hàng hóa đầu vào quan trọng của các ngành sản xuất,

việc tăng giá dầu sẽ có những ảnh hưởng nhất định tới việc tăng chi phí của

các DN và nền kinh tế, qua đó làm giảm lợi nhuận của các DN. Tuy nhiên,

điều này ngược lại với các DN xuất khẩu dầu, việc tăng giá dầu sẽ mang lại

nhiều lợi nhuận cho các DN xuất khẩu dầu từ đó làm tăng giá chứng khoán tại

các DN này.

- Cung tiền: khi có một sự gia tăng trong cung tiền sẽ làm gia tăng

thanh khoản và tín dụng cho nhà đầu tư cổ phiếu dẫn đến chỉ số giá chứng

khoán sẽ cao hơn.

Ngoài ra, các hành động lũng đoạn, tung tin đồn nhảm, các biện pháp

kỹ thuật của nhà điều hành thị trường, ý kiến của các nhà phân tích, chính

sách thuế, tâm lý nhà đầu tư, yếu tố nội tại của DN niêm yết, biến động về

chính trị, xã hội, quân sự … cũng có thể khiến chỉ số giá chứng khoán biến

động.

1.4. Tổng quan các nghiên cứu trƣớc đây về tác động của các nhân tố

kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán:

1.4.1. Cung tiền (M2) và chỉ số giá chứng khoán:

Các nhà kinh tế ngày càng quan tâm đến mối quan hệ giữa chỉ số giá

chứng khoán và cung tiền. Các nhà nghiên cứu như Maysami và Koh (2000),

Mukherjee và Naka (1995) và Rahman et al. (2009) chỉ ra mối quan hệ giữa

cung tiền và tỷ suất sinh lợi chứng khoán. Theo Bagus (2009), tiền là tài sản

có tính thanh khoản cao nhất được sử dụng làm trung gian trao đổi và thanh

toán các khoản nợ. Do đó, cung tiền có thể ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng

khoán theo nhiều phương thức khác nhau.

Sohail và Hussain (2011) nghiên cứu mối quan hệ cung tiền và chỉ số

giá chứng khoán tại Pakistan trong ngắn hạn và dài hạn bằng kiểm định mô

hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) và kiểm định đồng liên kết Johansen.

Tác giả sử dụng dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ tháng 11/1991 đến

tháng 06/2008 và thấy rằng cung tiền có tác động ngược chiều với chỉ số giá

chứng khoán tại Pakistan nếu xét trong dài hạn. Nguyên nhân do cung tiền

tăng gây ra lạm phát, buộc chính phủ phải tăng lãi suất chiết khấu để kiềm chế

lạm phát dẫn đến dòng tiền đầu tư giảm và giá chứng khoán giảm.

Mặt khác, các nghiên cứu của Maysami et al. (2004) và Eita (2011) tìm

thấy có mối quan hệ thuận chiều giữa cung tiền và chỉ số giá chứng khoán.

Maysami et al. (2004) nghiên cứu mối tương quan xét trong dài hạn giữa cung

tiền và chỉ số giá chứng khoán (STI) của TTCK Singapore. Tác giả sử dụng

mô hình VECM của Johansen. Kết quả chỉ ra rằng cung tiền có tác động

thuận chiều đến chỉ số giá chứng khoán, bởi vì cung tiền tăng nền kinh tế tăng

trưởng dẫn đến DN hoạt động sản xuất kinh doanh có hiệu quả và làm cho giá

chứng khoán tăng. Cũng cùng quan điểm này, Eita (2011) nghiên cứu tại

TTCK Namibia thông qua sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen với dữ

liệu được thu thập theo quý trong giai đoạn từ quý 1/1998 đến quý 4/2009 và

sử dụng cung tiền M2 làm biến đại diện cho cung tiền. Kết quả cho ra tương

tự như Maysami et al. (2004).

1.4.2. Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và chỉ số giá chứng khoán:

Các hoạt động kinh tế thực cũng là một trong những yếu tố quan trọng

trong việc giải thích biến động chỉ số giá chứng khoán. Tổng sản phẩm quốc

nội (GDP) hay chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) thường được sử dụng để đo

lường mức độ hoạt động kinh tế thực. Tuy nhiên, dữ liệu về GDP thường

được công bố theo quý thay vì theo tháng nên các nhà nghiên cứu như Fama

(1981), Abdullah và Hayworth (1993), Ibraham và Yusoff (2001), Nishat và

Shaheen (2004), Ratanapakorn và Sharma (2007), Liu và Sinclair (2008),

Humpe và Macmillan (2009), Rahman et al. (2009), Sohail và Zakir (2010) sử

dụng chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) thay thế GDP để đo lường hoạt động

kinh tế thực và nhận thấy rằng chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có mối tương

quan dương với chỉ số giá chứng khoán.

Nishat và Shaheen (2004) nghiên cứu mối tương quan xét trong dài hạn

giữa chỉ số giá chứng khoán Kerachi ở Pakistan và một nhóm các biến kinh tế

vĩ mô. Tác giả sử dụng dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ năm 1973 đến

năm 2004 để tiến hành nghiên cứu của mình thông qua mô hình hiệu chỉnh sai

số vector (VECM). Kết quả là chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) là yếu tố tác

động tích cực nhất đến chỉ số giá chứng khoán. Ratanapakorn và Sharma

(2007) nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa sáu biến kinh tế vĩ

mô và chỉ số giá chứng khoán của Mỹ (S&P 500) bằng cách sử dụng dữ liệu

theo tháng trong giai đoạn từ tháng 01/1975 đến tháng 04/1999. Tác giả tìm

thấy mỗi biến kinh tế vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán trong dài

hạn nhưng lại không có tác động trong ngắn hạn qua kiểm định nhân quả

Granger. Đồng thời, tác giả cũng chỉ ra mối tương quan dương có ý nghĩa

thống kê giữa chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) và S&P 500 của Mỹ.

Humpe và Macmillan (2009) phân tích mối quan hệ giữa các biến kinh

tế vĩ mô và sự biến động của TTCK Mỹ và Nhật xét trong dài hạn. Nghiên

cứu sử dụng dữ liệu theo tháng kéo dài đến 40 năm. Tác giả cũng nhận thấy

chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có mối tương quan dương với chỉ số giá

chứng khoán ở cả TTCK Mỹ và Nhật. Rahman et al. (2009) nghiên cứu mối

tương quan giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán của

Malaysia bằng cách sử dụng mô hình VAR, trong đó dữ liệu được thu thập

theo tháng trong giai đoạn từ tháng 01/1986 đến tháng 03/2008. Tác giả thấy

rằng chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có tác động đến chỉ số giá chứng khoán

của Malaysia trong dài hạn bằng mô hình vetor hiệu chỉnh sai số (VECM).

Sohail và Zakir (2010) kiểm định các yếu tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng

đến chỉ số giá chứng khoán của Pakistan xét trong ngắn hạn và dài hạn bằng

kiểm định hiệu chỉnh sai số vector (VECM) và kiểm định đồng liên kết

Johansen. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ tháng

11/1991 đến tháng 06/2008 và phát hiện ra rằng chỉ số sản xuất công nghiệp

(IPI) có tương quan dương với chỉ số giá chứng khoán của Pakistan trong dài

hạn. Nghiên cứu của Ali (2011) về các yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng

khoán của Sở giao dịch chứng khoán Dhaka (DSE) từ các biến kinh tế vi mô

và vĩ mô dựa trên mô hình hồi quy đa biến sử dụng phương pháp ước lượng

bình phương bé nhất (OLS). Qua nghiên cứu, Ali thấy rằng chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI) có tương quan dương với chỉ số giá chứng khoán.

Nhiều nhà nghiên cứu phát hiện ra chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có

sự tương quan dương với chỉ số giá chứng khoán do chỉ số sản xuất công

nghiệp (IPI) tăng dẫn đến lợi nhuận các công ty tăng. Việc các công ty tăng

lợi nhuận sẽ làm tăng cổ tức chia cho các NĐT. Kết quả là, cổ tức tăng làm

giá chứng khoán tăng và ngược lại.

1.4.3. Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và chỉ số giá chứng khoán:

Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) là chỉ số tính theo phần trăm để phản ánh

mức thay đổi tương đối của giá tiêu dùng theo thời gian. Sở dĩ là thay đổi

tương đối vì chỉ số này chỉ dựa vào một giỏ hàng hóa đại diện cho toàn bộ

hàng tiêu dùng. Đây là chỉ tiêu được sử dụng phổ biến nhất để đo lường mức

giá cả và sự thay đổi của mức giá chính là lạm phát. Mối tương quan giữa tỷ

lệ lạm phát và chỉ số giá chứng khoán được nhiều nhà nghiên cứu quan tâm,

tìm hiểu tại các TTCK mới nổi và các TTCK phát triển. Kết quả nghiên cứu

có nhiều sự khác biệt, cụ thể như sau:

Qua nghiên cứu chỉ số giá chứng khoán của Sở giao dịch chứng khoán

Kuala Lumpur (KLSE) của Malaysia, Islam (2003) thấy rằng tỷ lệ lạm phát có

ý nghĩa thống kê với chỉ số giá chứng khoán xét trong ngắn hạn và dài hạn.

Nhưng trong nghiên cứu của Islam, Watanapalachaikul và Billington (2003)

nghiên cứu trên TTCK Thái Lan và Maysami và Koh (2000) nghiên cứu trên

TTCK Singapore chỉ thấy mối tương quan với lạm phát trong dài hạn. Kết

quả trên cũng phù hợp với nghiên cứu của Mukherjee và Naka (1995) áp dụng

mô hình của Johansen và mô hình hiệu chỉnh sai số vector (VECM) trên

TTCK Nhật Bản. Ngược lại, Gjerde và Saettem (1999) không thấy có mối

tương quan giữa chỉ số giá chứng khoán và tỷ lệ lạm phát trên TTCK Na Uy.

Hơn thế nữa, các nhà nghiên cứu Fama và Schwert (1977), Geske và

Roll (1983), Gultekin (1983), Nishat và Shaheen (2004) và Sari và Soytas

(2005) thấy rằng tỷ lệ lạm phát tác động ngược chiều với chỉ số giá chứng

khoán. Nghiên cứu của Humpe và Macmillan (2009) trên TTCK Mỹ và Nhật

cũng cho ra kết quả tương tự. Các nhà nghiên cứu giải thích rằng chỉ số giá

chứng khoán sẽ giảm khi lạm phát tăng. Khi lạm phát xảy ra sẽ làm giảm tỷ

suất sinh lợi thực của chứng khoán. Để thu hút các NĐT đầu tư vào chứng

khoán, nhà đầu tư đòi hỏi phải tăng tỷ suất sinh lợi thực của chứng khoán

bằng cách tăng cổ tức hoặc tăng thu nhập. Tuy nhiên, do cổ tức được chia

theo giá cố định nên giá chứng khoán phải được điều chỉnh giảm để làm tăng

thu nhập cho nhà đầu tư.

Alexakis, Apergis và Xanthakis (1996) thấy rằng chỉ số giá chứng

khoán có tác động ngược chiều với tỷ lệ lạm phát tại các nước phát triển và

các nước mới nổi. Nguyên nhân do tại các nước mới nổi như các nước Châu

Mỹ Latinh có chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ kém hiệu quả dẫn đến

lạm phát cao. Kết quả là, nhà đầu tư dự đoán tỷ lệ lạm phát cao và điều đó

làm giảm giá chứng khoán. Ngược lại, tại các nước phát triển thực hiện chính

sách tiền tệ ổn định làm tỷ lệ lạm phát thấp hơn tại các nước mới nổi, các nhà

đầu tư dự đoán tỷ lệ lạm phát thấp dẫn đến làm tăng giá chứng khoán.

Kaul (1990) sử dụng dữ liệu trong giai đoạn hậu chiến tại Mỹ, Canada,

Đức và Anh nhằm chứng minh rằng mối quan hệ ngược chiều giữa lạm phát

và chỉ số giá chứng khoán dựa vào việc chọn lựa chính sách tiền tệ của chính

phủ. Kaul nhận thấy rằng sẽ tồn tại mối tương quan âm giữa giá chứng khoán

và tỷ lệ lạm phát nếu không thay đổi chính sách. Marshall (1992) chỉ ra rằng

sự biến động hoạt động kinh tế thực và chính sách tiền tệ gây ra lạm phát sẽ

tác động đến giá chứng khoán theo mối tương quan ngược chiều.

Tuy nhiên, Kandir (2008) nghiên cứu trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ và

Maysami, Lee và Hamzah (2004) trên TTCK Singapore tìm thấy kết quả

giống nhau rằng tỷ lệ lạm phát có tác động thuận chiều đến chỉ số giá chứng

khoán trong dài hạn. Hơn thế nữa, Mashayekh, Moradkhani và Jafari (2011)

cũng thấy kết quả tương tự như trên khi họ sử dụng mô hình tự hồi quy vector

(VAR) và kiểm định đồng liên kết Johansen để kiểm định mối tương quan

giữa tỷ lệ lạm phát và chỉ số giá chứng khoán trên TTCK Tehran. Giá chứng

khoán của công ty tăng dựa trên thu nhập công ty tăng. Khi lạm phát xảy ra,

chính phủ sẽ thực hiện chính sách kiềm chế lạm phát bằng cách giảm lãi suất

để kiểm soát tỷ lệ lạm phát. Điều đó dẫn đến chi phí huy động vốn của công

ty giảm xuống góp phần mở rộng kinh doanh. Thu nhập công ty có khuynh

hướng tăng, do đó công ty sẽ trả cổ tức nhiều hơn theo kỳ vọng của các NĐT.

Công ty tăng giá chứng khoán theo sự gia tăng tỷ lệ lạm phát. Firth (1979)

cho rằng tỷ lệ lạm phát có mối tương quan dương với giá chứng khoán do sự

gia tăng nhu cầu mua chứng khoán của các NĐT. NĐT thích đầu tư vào cổ

phiếu và trái phiếu hơn là gửi tiết kiệm ngân hàng do lãi suất giảm bị gây ra

bởi lạm phát. Khi cầu về chứng khoán tăng thì giá chứng khoán sẽ tăng và

ngược lại.

1.4.4. Tỷ giá hối đoái (EX) và chỉ số giá chứng khoán:

Kiến thức về những yếu tố ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán và tỷ

giá hối đoái đã thu hút nhiều sự quan tâm của nhiều nhà kinh tế học, các nhà

làm chính sách và các NĐT trong một thời gian dài. Trong nền kinh tế toàn

cầu hóa hiện nay, có rất ít các rào cản dòng vốn, do đó tạo nhiều cơ hội đầu tư

cho các tập đoàn đa quốc gia. DN nào hoạt động cũng có khả năng phải chịu

ba rủi ro: độ nhạy cảm kinh tế, nhạy cảm chuyển đổi và nhạy cảm giao dịch

đối với rủi ro tỷ giá. Điều này tạo ra một nhu cầu tìm hiểu mối quan hệ giữa

tỷ giá và chỉ số giá chứng khoán để phòng ngừa cho rủi ro danh mục.

Nhiều nghiên cứu được thực hiện và đưa ra kết quả trái ngược nhau, cụ

thể như sau:

Nghiên cứu của Fama (1981) và Menike (2006) trên TTCK mới nổi Sri

Lanka nhận định rằng tỷ giá hối đoái có quan hệ ngược chiều với chỉ số giá

chứng khoán do lãi suất trong nước tăng thu hút dòng vốn từ nước ngoài đầu

tư vào trong nước làm tỷ giá hối đoái tăng. Aydemir và Dermirhan (2009) đã

kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng

khoán của Thổ Nhĩ Kỳ. Tác giả sử dụng dữ liệu hàng ngày trong giai đoạn từ

năm 2001 đến năm 2008 để tiến hành nghiên cứu và chứng minh rằng tỷ giá

hối đoái và chỉ số giá chứng khoán có mối quan hệ ngược chiều. Điều này là

do các công ty xuất khẩu không cạnh tranh được với các công ty nhập khẩu

trong thị trường quốc tế khi tỷ giá hối đoái trong nước tăng dẫn đến cầu hàng

hóa nhập khẩu tăng. Doanh thu và lợi nhuận của các công ty xuất khẩu giảm

đáng kể. Kết quả là, giá chứng khoán của các công ty xuất khẩu giảm. Trong

hoàn cảnh này, các công ty nhập khẩu sẽ cạnh tranh tốt hơn trong thị trường

nội địa. Do đó, giá chứng khoán của các công ty nhập khẩu sẽ tăng nghĩa là tỷ

giá hối đoái tác động thuận chiều đến giá chứng khoán của các công ty nhập

khẩu và tác động ngược chiều đến giá chứng khoán của các công ty xuất

khẩu.

Tuy nhiên, có một vài nghiên cứu tìm thấy tỷ giá hối đoái và chí số giá

chứng khoán có quan hệ thuận chiều với nhau. Nghiên cứu của Maysami et al.

(2004) trên TTCK Singapore chỉ ra rằng khi đồng đô la Singapore được kỳ

vọng lên giá sẽ thu hút các nhà đầu tư nước ngoài. Do đó, cầu đô la Singapore

sẽ tăng làm cho giá chứng khoán tăng. Nghiên cứu của Mukherjee và Naka

(1995), Sohail và Zalir (2010) cũng chỉ ra kết quả tương tự. Bên cạnh đó, Ho

(2011) tiến hành nghiên cứu tại các TTCK mới nổi, cụ thể là các nước Đông

Nam Á thấy rằng tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán có tương quan

dương ở Maylaysia và Singapore. Khi đồng nội tệ lên giá so với đồng ngoại tệ

sẽ tạo niềm tin cho các NĐT đầu tư vào chứng khoán dẫn đến giá chứng

khoán tăng.

1.4.5. Lãi suất (IR) và chỉ số giá chứng khoán:

Theo Murherjee và Naka (1995), chỉ số giá chứng khoán có quan hệ

với các biến kinh tế vĩ mô trong dài hạn. Lãi suất là một trong các biến kinh tế

vĩ mô ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán. Có nhiều nghiên cứu tại các

nước khác nhau như Maysami và Koh (2000) tại Singapore, Adjasi và Biekpe

(2006) và Eita (2011) tại 29 thị trường mới nổi ở Châu Á, Latinh, Châu Mỹ,

Châu Phi và Trung Đông.

Eita (2011) sử dụng phương pháp ước lượng VECM chỉ ra lãi suất chiết

khấu (đại diện cho biến lãi suất) tác động ngược chiều với chỉ số giá chứng

khoán trên TTCK Namibia. Eita (2011) giải thích rằng nếu ngân hàng trung

ương thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng thông qua việc giảm lãi suất, tính

thanh khoản của thị trường sẽ tăng làm thu hút các NĐT vào TTCK và giá

chứng khoán sẽ tăng và ngược lại trong trường hợp ngân hàng trung ương

thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ.

Menike (2006) kiểm định lãi suất và chỉ số giá chứng khoán trên TTCK

Sri Lanka. Tác giả sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn từ tháng

09/1991 đến tháng 12/2001 và sử dụng lãi suất tín phiếu kho bạc đại diện cho

biến lãi suất. Mô hình hồi quy đa biến chỉ ra có mối quan hệ ngược chiều giữa

lãi suất tín phiếu kho bạc và chỉ số giá chứng khoán của Sở giao dịch chứng

khoán Colombo (CSE). Menike (2006) giải thích rằng bất cứ khi nào lãi suất

tín phiếu kho bạc tăng, NĐT sẽ chuyển từ mua cổ phiếu sang mua trái phiếu,

dẫn đến giá chứng khoán giảm. Tương tự Sohail và Hussain (2011) nghiên

cứu mối quan hệ giữa lãi suất và chỉ số giá chứng khoán ở Pakistan bằng cách

sử dụng kiểm định đồng liên kết Johansen và mô hình VECM. Nghiên cứu

cũng sử dụng lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng làm đại diện và thu

thập dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ tháng 11/1991 đến tháng 06/2008.

Kết quả là lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng có tác động ngược chiều

với chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn ở Pakistan.

Mashayekh et al. (2011) nghiên cứu trên TTCK Iran. Lãi suất tiền gửi

ngân hàng được sử dụng làm biến đại diện cho lãi suất và chỉ số giá chứng

khoán được lấy từ Sở giao dịch chứng khoán Tehran. Tác giả sử dụng dữ liệu

theo tháng trong giai đoạn từ tháng 04/1998 đến tháng 03/2008 và sử dụng

kiểm định mô hình VAR và kiểm định đồng liên kết Johansen. Kết quả có ý

nghĩa thống kê và có mối tương quan âm giữa lãi suất tiền gửi ngân hàng và

chỉ số giá chứng khoán. Mashayekh et al. (2011) giải thích rằng thị trường

tiền tệ và thị trường chứng khoán cạnh tranh nhau. Khi lãi suất giảm sẽ làm

giảm chi phí cơ hội của việc giữ tiền. Các chứng khoán như trái phiếu không

còn thu hút nhà đầu tư do tỷ suất sinh lợi giảm, nhà đầu tư chuyển qua đầu tư

vào cổ phiếu và dẫn đến tăng chỉ số giá chứng khoán.

1.4.6. Giá dầu (OIL) và chỉ số giá chứng khoán:

Giá dầu là một yếu tố đầu vào trong quá trình sản xuất. Một sự thay đổi

giá dầu sẽ làm thay đổi chi phí sản xuất tạo áp lực lên thu nhập và lợi nhuận

của công ty từ đó ảnh hưởng đến giá chứng khoán. Do tính chất quan trọng

của nó đối với nền kinh tế, nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới đã đưa ra

những kết quả khác nhau về mối quan hệ giữa giá dầu và chỉ số giá chứng

khoán, cụ thể như sau:

Gjerde và Saettem (1999), Tunah (2010) đã chỉ ra có mối quan hệ

ngược chiều giữa giá dầu và chỉ số giá chứng khoán trên TTCK Nauy và Thổ

Nhĩ Kỳ. Tác giả cho rằng khi giá dầu tăng các NĐT dự đoán nền kinh tế sẽ rơi

vào tình trạng bất ổn và từ đó ảnh hưởng tâm lý NĐT cũng như những lo ngại

về thu nhập của công ty dẫn đến giá chứng khoán giảm và ngược lại. Cheung

và Ng (1998) cũng tìm thấy kết quả tương tự ở các nước Canada, Ý và Nhật

Bản.

Ngược lại, Gogineni (2007),Yurtsever và Zahor (2007) chỉ ra mối quan

hệ cùng chiều giữa giá dầu và chỉ số giá chứng khoán. Ono (2011) chỉ ra ảnh

hưởng của cú sốc giá dầu đến các nước Brazil, Nga, Ấn Độ, Trung Quốc,

trong đó giá dầu ảnh hưởng cùng chiều đến tỷ suất sinh lợi giá chứng khoán

tại Ấn Độ và Nga và không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi chứng khoán tại

các nước Brazil và Trung Quốc.

Paresh Kumar Narayan và Seema Narayan (2010) nghiên cứu ảnh

hưởng của giá dầu đến chỉ số giá chứng khoán ở Việt Nam. Tác giả sử dụng

dữ liệu theo ngảy trong giai đoạn từ ngày 28/07/2000 đến ngày 16/06/2008.

Bài nghiên cứu áp dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) và kiểm định đồng

liên kết Johansen. Kết quả nghiên cứu cho thấy giá dầu và chỉ số giá chứng

khoán có mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn. Giá dầu có mối quan hệ

cùng chiều với chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn nhưng không có ý nghĩa

trong ngắn hạn. Nguyên nhân tồn tại mối quan hệ trên theo tác giả là do sự gia

tăng dòng vốn đầu tư từ nước ngoài chảy vào Việt Nam (ước tính tăng gấp đôi

từ 0.9 tỷ USD năm 2005 lên 1.9 tỷ USD năm 2006, chiếm 3.1% GDP) và thay

đổi chiến lược đầu tư từ đầu tư vào USD và gửi tiết kiệm vào ngân hàng

chuyển sang đầu tư vào chứng khoán làm cho TTCK Việt Nam bùng nổ cùng

thời điểm với giá dầu thế giới tăng mạnh.

Bảng 1.1: Tóm tắt khung lý thuyết các nhân tố kinh tế vĩ mô và TTCK

Nhân tố Lý thuyết bằng chứng và thực nghiệm

Sohail và Hussain (2011); Maysami et al. (2004) và Eita Cung tiền (2011); Maysami và Koh (2000); Mukherjee và Naka (1995) (M2) và Rahman et al. (2009); Bagus (2009)

Chỉ số sản Fama (1981); Abdullah và Hayworth (1993); Ibraham và

xuất công Yusoff (2001); Nishat và Shaheen (2004); Ratanapakorn và

nghiệp (IPI) Sharma (2007); Liu và Sinclair (2008); Humpe và Macmillan

(2009); Rahman et al. (2009) và Sohail và Zakir (2010)

Islam, Watanapalachaikul và Billington (2003); Maysami và

Koh (2000); Mukherjee và Naka (1995); Fama và Schwert

Chỉ số giá (1977); Geske và Roll (1983); Gultekin (1983); Nishat và

tiêu dùng Shaheen (2004) ;Sari và Soytas (2005); Humpe và Macmillan

(CPI) (2009); Alexakis, Apergis và Xanthakis (1996); Kaul (1990);

Marshall (1992); Kandir (2008); Lee và Hamzah (2004);

Mashayekh, Moradkhani và Jafari (2011); Firth (1979)

Fama (1981); Menike (2006); Aydemir và Dermirhan (2009); Tỷ giá hối Maysami et al. (2004); Mukherjee và Naka (1995), Sohail và đoái (EX) Zalir (2010); Ho (2011)

Murherjee và Naka (1995); Maysami và Koh (2000); Adjasi Lãi suất và Biekpe (2006); Eita (2011); Menike (2006); Sohail và (IR) Hussain (2011); Mashayekh et al. (2011)

Gjerde và Saettem (1999); Tunah (2010); Cheung và Ng Giá dầu (1998);Gogineni (2007),Yurtsever và Zahor (2007); Paresh (OIL) Kumar Narayan và Seema Narayan (2010), Ono (2011)

Nguồn: Tác giả tự tổng hợp

1.5. Mô hình và phƣơng pháp nghiên cứu tác động của các nhân tố kinh

tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán

1.5.1. Mô hình nghiên cứu: Mô hình tự hồi quy vector (VAR)

Như chúng ta đã biết trong thực tế các mối quan hệ kinh tế không chỉ

chịu ảnh hưởng một chiều từ các biến độc lập lên biến phụ thuộc mà nó còn

ảnh hưởng ngược lại. Do đó khi xét các mối quan hệ này, chúng ta cần phải

xác định mối quan hệ đa chiều giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và chỉ số giá

chứng khoán. Do đó, nếu chúng ta sử dụng hàm hồi quy đa biến thông thường

thì phải sử dụng mô hình nhiều hàm hồi quy chứ không thể dùng mô hình một

hàm hồi quy để có thể bao hàm hết các mối quan hệ trên được. Đồng thời, để

ước lượng được các mô hình như vậy chúng ta phải xác định được biến nào là

biến nội sinh và một số biến khác là biến ngoại sinh đã được xác định trước

(ngoại sinh cộng độ trễ). Do đó, trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng mô

hình tự hồi quy vector (VAR) để khắc phục các khó khăn nêu trên đồng thời

xác định được đầy đủ các mối quan hệ đa chiều giữa các biến.

Mô hình tự hồi quy vector (VAR) là mô hình vector các biến số tự hồi

quy. Mỗi biến số phụ thuộc tuyến tính vào độ trễ của biến số này với độ trễ

của biến số khác. Mô hình nghiên cứu:

Trong đó:

Yt: là ma trận gồm 7 x 1 các biến. Bao gồm 6 nhân tố vĩ mô và chỉ số

giá chứng khoán

Ai: mỗi một Ai là một ma trận các hệ số 7 x 7

một ma trận nhiễu trắng 7 x 1

p: số độ trễ

1.5.2. Phƣơng pháp phân tích:

1.5.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test):

Khi các nghiên cứu sử dụng dữ liệu dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian,

việc đầu tiên cần làm là kiểm tra xem những biến mà bài nghiên cứu sử dụng

trong mô hình là dừng hay không dừng. Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian

là một khái niệm vô cùng quan trọng, vì thực tế hầu hết tất cả các mô hình

thống kê đều được thực hiện dưới giả định là chuỗi dữ liệu phải dừng. Do vậy

một khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả thuyết của các mô hình,

nếu không kiểm định thuộc tính dừng thì ngay cả các kỹ thuật phân tích thông

thường như bình phương bé nhất cũng sẽ không chính xác và hợp lý.

Để kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu theo thời gian, chúng ta

có thể sử dụng nhiều phương pháp khác nhau, chẳng hạn như: kiểm định

Dickey – Fuller (DF), kiểm định Augmented Dickey - Fuller (ADF) và kiểm

định Philips – Person (PP). Trong luận văn này, kiểm định ADF được sử dụng

để kiểm định tính dừng của chuỗi chỉ số giá chứng khoán và các biến số kinh

tế vĩ mô. Phương trình của kiểm định ADF có dạng như sau:

Mô hình (2) khác mô hình (1) là có thêm xu hướng về thời gian . Các

ký hiệu trong mô hình (1) và (2) được giải thích như sau:

yt : chuỗi số liệu theo thời gian đang xem xét

k: chiều dài độ trễ (lag time)

nhiễu trắng

Vì kết quả của kiểm định ADF rất nhạy cảm với sự lựa chọn chiều dài

độ trễ (k) nên tiêu chuẩn thông tin được phát triển bởi Akaike (Akaike

Information Criterion - AIC) được sử dụng để lựa chọn k tối ưu cho mô hình

ADF (giá trị k được lựa chọn sao cho AIC nhỏ nhất). Giả thiết Ho (Null

Hypothesis) trong kiểm định ADF là tồn tại một nghiệm đơn vị ( = 0) và nó

sẽ bị bác bỏ nếu giá trị kiểm định ADF lớn hơn giá trị tới hạn của nó. Trong

kiểm định ADF, giá trị kiểm định ADF không theo phân phối chuẩn, vì vậy

giá trị tới hạn được dựa trên bảng giá trị tính sẵn của Mackinnon (1991). So

sánh giá trị kiểm định ADF với giá trị tới hạn của Mackinnon sẽ có được kết

luận về tính dừng cho các chuỗi quan sát.

1.5.2.2. Kiểm định tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ

số giá chứng khoán sử dụng mô hình VAR:

Xác định hệ số tương quan trong mối quan hệ đa chiều của các nhân tố

vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán

1.5.2.3. Phân tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function)

và phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition):

Dựa vào hồi quy mô hình VAR ở trên, tác giả sẽ thực hiện tiếp phân

tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function) và phân rã phương sai

(Variance Decomposition).

Hàm phản ứng đẩy phát hiện phản ứng của biến phụ thuộc trong mô

hình đối với các cú sốc của các số hạng sai số, như là các ở mô hình trên.

Giả sử một ở một hàm hồi quy nào đó thay đổi bởi một cú sốc hệ thống,

thì biến phụ thuộc của mô hình đó thay đổi. Đồng thời, việc thay đổi của biến

phụ thuộc này cũng làm thay đổi các biến khác vì biến phụ thuộc này lại là

biến độc lập ở các phương trình khác. Chính vì thế, nó sẽ làm các biến trong

hàm hồi quy đó thay đổi. Do đó, hàm phản ứng đẩy phát hiện tác động của

những cú sốc như vậy trong một vài giai đoạn tương lai. Hàm phản ứng đẩy

cũng được sử dụng để nhận biết các tác động qua lại lẫn nhau giữa các biến.

Phân rã phương sai cho chúng ta thấy bao nhiêu phần trăm trong tổng

biến động thì được giải thích bởi các biến nhân tố. Và nó cũng giúp chúng ta

xác định sự ảnh hưởng trực tiếp hay gián tiếp giữa các biến.

Kết luận chƣơng 1

Qua nghiên cứu cơ sở lý luận về thị trường chứng khoán, chỉ số giá

chứng khoán và phân tích lý thuyết các nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến chỉ

số giá chứng khoán nội dung chương 1 đã cho chúng ta thấy rằng: hoạt động

kinh tế thực, lạm phát, tỷ giá hối đoái, lãi suất, cung tiền và giá dầu có tác

động đến chỉ số giá chứng khoán. Kết hợp với việc tìm hiểu các bài nghiên

cứu của các tác giả áp dụng tại một số nước trên thế giới, ta thấy rằng các

nhân tố vĩ mô thật sự có ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán.

CHƢƠNG 2: PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ

VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

2.1. Tổng quan thị trƣờng chứng khoán Việt Nam:

2.1.1. Giới thiệu tổng quan Sở giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí

Minh (HOSE):

2.1.1.1. Lịch sử hình thành:

Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP. HCM (HOSTC) được thành lập

theo Quyết định số 127/1998/QĐ-TTg ngày 11/07/1998 và chính thức đi vào

hoạt động thực hiện phiên giao dịch đầu tiên vào ngày 28/07/2000 với hai đơn

vị được niêm yết đầu tiên là Công ty CP Cơ điện lạnh (REE) và Công ty CP

Cáp và Vật liệu viễn thông (SACOM) (nay là Công ty CP Đầu tư và Phát

triển Sacom) và một số ít trái phiếu Chính phủ được niêm yết giao dịch.

Sở giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE), tiền thân là Trung tâm

Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSTC), được chuyển đổi theo Quyết

định số 559/QĐ-TTg ngày 11/05/2007 của Thủ tướng Chính phủ.

Ngày 07/01/2008, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước đã cấp Giấy chứng

nhận đăng ký hoạt động Công ty TNHH Một thành viên cho Sở giao dịch

Chứng khoán TP.HCM (HOSE), hoạt động theo Luật Chứng khoán, Luật

Doanh nghiệp, Điều lệ của Sở giao dịch chứng khoán và các quy định khác

của pháp luật có liên quan. Công ty có vốn điều lệ 1.000 tỷ đồng (bao gồm

vốn ngân sách cấp do Trung tâm Giao dịch Chứng khoán TP.HCM chuyển

giao và vốn bổ sung của Nhà nước trong quá trình hoạt động), ngoài ra còn có

nguồn vốn tự bổ sung từ lợi nhuận sau thuế và các nguồn vốn hợp pháp khác.

Việc chuyển đổi mô hình đã giúp HOSE có một vị trí tương xứng với các Sở

giao dịch khác trên thế giới trong mối quan hệ và hợp tác quốc tế, từ đó, nâng

cao vị trí và tầm ảnh hưởng của TTCK Việt Nam.

2.1.1.2. Quy mô hoạt động:

Khi mới đi vào hoạt động, chỉ có 2 cổ phiếu REE và SAM được niêm

yết giao dịch trên sàn HOSE. Trải qua hơn 13 năm hoạt động và phát triển, số

lượng chứng khoán niêm yết đã tăng dần qua các năm. Trong giai đoạn năm

2000-2005, số lượng công ty niêm yết trên sàn HOSE tăng rất chậm do TTCK

còn tương đối mới nên các công ty ngại niêm yết. Số lượng công ty niêm yết

đã có sự gia tăng đột biến trong năm 2006 và tăng ổn định ở các năm sau đó.

Tính đến ngày 26/04/2013, toàn thị trường đã có 306 mã cổ phiếu được niêm

yết với tổng khối lượng niêm yết là 26.614.760.710 cổ phiếu, tổng giá trị

niêm yết là 266.415.605 tỷ đồng và HOSE đã tổ chức thành công 3.020 phiên

giao dịch.

Với số lượng công ty chứng khoán thành viên không ngừng tăng về số

lượng, quy mô và chất lượng dịch vụ. Tính đến ngày 30/04/2013, đã có 99

thành viên với số vốn điều lệ hơn 35.773 tỷ đồng.

2.1.2. Giới thiệu tổng quan Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội:

2.1.2.1. Lịch sử hình thành:

Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HASTC) được thành lập

theo Quyết định số 127/1998/QĐ-TTg ngày 11/07/1998 và khai trương hoạt

động vào ngày 08/03/2005. Bốn tháng sau đó, ngày 14/07/2005 đã đánh dấu

ngày giao dịch đầu tiên trên HASTC với 6 mã chứng khoán của các công ty:

Công ty Cổ phần Vicem Bao bì Bỉm Sơn (BPC), Công ty Cổ phần Đồ hộp Hạ

Long (CAN), Công ty CP Nhựa Đà Nẵng (DPC), Công ty CP Cơ khí Xăng

dầu (PMS), Công ty CP Khách sạn Sài Gòn (SGH) và Công ty CP Viễn thông

(VTC) với duy nhất phương thức khớp lệnh thỏa thuận.Đến ngày 02/11/2005,

HASTC mới áp dụng phương thức khớp lệnh liên tục. Sở giao dịch Chứng

khoán Hà Nội (HNX), tiền thân là Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội,

được chuyển đổi theo Quyết định số 01/2009/QĐ-TTg ngày 02/01/2009 của

Thủ tướng Chính phủ. Ngày 24/06/2009, Sở giao dịch Chứng khoán Hà Nội

chính thức ra mắt, hoạt động với mô hình Công ty TNHH một thành viên do

Nhà nước (đại diện là Bộ Tài Chính) làm chủ sở hữu với vốn điều lệ 1.000 tỷ

đồng.

Các điều kiện đối với DN niêm yết trên HNX thấp hơn so với điều kiện

niêm yết trên HOSE. Vì vậy, một số DN sau một thời gian niêm yết ở HNX,

nếu đáp ứng đủ điều kiện thì thường xin chuyển qua niêm yết ở HOSE để

khẳng định thương hiệu. Tuy vậy, cũng có một số DN vẫn lựa chọn niêm yết

ở HNX, vì các yêu cầu công bố thông tin ở HOSE có khuynh hướng khắt khe

hơn.

Bảng 2.1: Một số điều kiện niêm yết cổ phiếu tại HOSE VÀ HNX

HOSE HNX

Vốn điều lệ từ 120 tỷ trở lên tại thời Vốn điều lệ từ 30 tỷ trở lên tại thời

điểm đăng ký niêm yết. điểm đăng ký niêm yết.

Có ít nhất 2 năm hoạt động dưới Có ít nhất 1 năm hoạt động dưới hình

hình thức công ty cổ phần tính đến thức công ty cổ phần tính đến thời

thời điểm đăng kí niêm yết (ngoại điểm đăng kí niêm yết (ngoại trừ DN

trừ DN nhà nước cổ phần hóa gắn nhà nước cổ phần hóa gắn với niêm

với niêm yết). yết).

Có lãi 2 năm liền trước năm đăng ký Có lãi 1 năm trước năm đăng ký,

niêm yết, không có lỗ lũy kế tính đến không có lỗ lũy kế tính đến thời điểm

thời điểm đăng ký niêm yết, tỷ lệ đăng ký niêm yết, tỷ lệ ROE năm

ROE năm liền trước năm đăng ký liền trước năm đăng ký niêm yết tối

niêm yết tối thiểu là 5%. thiểu là 5%.

Không có các khoản nợ phải trả quá Không có các khoản nợ phải trả quá

hạn trên 1 năm. hạn trên 1 năm.

Tối thiểu 20% số cổ phiếu có quyền Tối thiểu 15% số cổ phiếu có quyền

biểu quyết của công ty do ít nhất 300 biểu quyết của công ty do ít nhất 100

cổ đông không phải cổ đông lớn nắm cổ đông không phải cổ đông lớn nắm

giữ. giữ.

Cam kết nắm giữ cổ phiếu của thành Cam kết nắm giữ cổ phiếu của thành

viên chủ chốt. viên chủ chốt.

Có hồ sơ đăng ký hợp lệ. Có hồ sơ đăng ký hợp lệ.

Nguồn: Nghị định số 58/2012/NĐ-CP ngày 20/07/2012 của Chính phủ và tác

giả tự tổng hợp

2.1.2.2. Quy mô hoạt động:

Khi mới đi vào hoạt động kể từ ngày 14/07/2005, chỉ có 6 cổ phiếu

được niêm yết giao dịch trên sàn HNX là: BPC, CAN, DPC, PMS,

SGH,VTC. Trải qua hơn 8 năm hoạt động và phát triển, số lượng chứng

khoán niêm yết đã tăng dần qua các năm. Tính đến ngày 26/04/2013, toàn thị

trường đã có 398 cổ phiếu niêm yết với tổng khối lượng niêm yết là

8.730.225.462 cổ phiếu, tổng giá trị niêm yết là 87.302.254.620 nghìn đồng

và HNX đã tổ chức thành công 1.859 phiên giao dịch.

2.2. Thực trạng tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số

giá chứng khoán tại Việt Nam:

2.2.1. Giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2005:

Trong giai đoạn từ năm 2000 - 2005, TTCK Việt Nam có nhiều bước

chuyển biến tích cực, số lượng DN niêm yết có tăng nhưng tốc độ tăng vẫn

còn chậm, khối lượng cổ phiếu giao dịch trên thị trường còn nhỏ. Điều đó cho

thấy thị trường chưa thu hút được sự quan tâm của các NĐT và các diễn biến

của thị trường chưa tác động nhiều đến nền kinh tế, cụ thể như sau:

Bảng 2.2: Các chủ thể tham gia và CK niêm yết trên TTCK Việt Nam

Năm 2000 2001 2002 2003 2004 2005

8 9 13 13 15 7 Số lƣợng CTCK

2997 8774 13607 16442 21409 31316 Số TK nhà đầu tƣ

11 20 22 26 41 5 Công ty CP niêm yết

Vốn hóa TT/GDP 0.28 0.34 0.48 0.39 0.63 1.11 (%)

Nguồn : Ủy ban chứng khoán nhà nước

Nguyên nhân của tình trạng này có thể do:

- Sự hiểu biết của người dân và các DN về TTCK còn ít dẫn đến chưa

thu hút được người dân cũng như DN tham gia vào TTCK. Các doanh nghiệp

vốn đã quá quen với việc huy động vốn từ ngân hàng (lãi suất cho vay trong

giai đoạn này tương đối ổn định) nên còn chậm chạp trong việc đa dạng hóa

kênh huy động vốn phục vụ sản xuất kinh doanh.

- Cách thức tổ chức quản lý, các văn bản pháp luật quy định hoạt động

của TTCK còn chưa đồng bộ, hệ thống công nghệ còn lạc hậu và nhiều bất

cập. Do đó, môi trường đầu tư trên TTCK chưa hấp dẫn NĐT và DN.

- Trong điều kiện nền kinh tế Việt Nam giai đoạn này phụ thuộc rất lớn

vào hoạt động của các DNNN thì việc chậm cổ phần hóa DNNN và chậm

niêm yết các DNNN cổ phần hóa làm cho nguồn cung cổ phiếu có chất lượng

bị hạn chế. Từ đó, TTCK niêm yết khó thu hút sự quan tâm của NĐT.

2.2.2. Giai đoạn từ năm 2006 đến năm 2007:

Năm 2006, TTCK Việt Nam bắt đầu có bước tăng trưởng mạnh mẽ cả

về số lượng công ty niêm yết lẫn doanh số giao dịch, trong đó: số lượng cổ

phiếu niêm yết tại HOSTC là 106 cổ phiếu và số lượng cổ phiếu tại HASTC

là 87 cổ phiếu, nâng tổng số công ty niêm yết tại hai trung tâm là 193 loại cổ

phiếu, tăng gấp 5 lần so với cuối năm 2005; quy mô vốn hóa thị trường tăng

vượt bậc đạt 22.7% GDP tăng 28.8 lần so với năm 2005.

Hình 2.1 : Quy mô thị trƣờng chứng khoán Việt Nam năm 2006

Nguồn: Báo cáo vĩ mô toàn cảnh thị trường năm 2006 - Công ty TNHH

Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương VN (VCBS)

Chỉ số VN-Index tăng từ 305 điểm cuối năm 2005 lên 751 điểm cuối

năm 2006 (tăng 246%), chỉ số Hastc-Index tăng từ 95 điểm vào cuối năm

2005 lên 258 điểm (tăng 270%) cuối năm 2006.

Hình 2.2 : Diễn biến chỉ số VN-Index năm 2006

Hình 2.3 : Diễn biến chỉ số HASTC-INDEX năm 2006

Nguồn: Báo cáo vĩ mô toàn cảnh thị trường năm 2006 - Công ty TNHH

Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương VN(VCBS)

Xét về tác động kinh tế vĩ mô, TTCK Việt Nam có sự tăng trưởng vượt

bậc trong năm 2006 có thể do nền kinh tế Việt Nam tiếp tục tăng trưởng với

tốc độ cao với GDP tăng 8.23%, giá trị sản xuất công nghiệp tăng 17% so với

năm 2005 đồng thời áp lực tăng trưởng kinh tế đã đẩy chỉ số giá tiêu dùng

tăng 6.6% so với năm trước. Bên cạnh đó, sự kiện ngày 07/11/2006 Việt Nam

được kết nạp là thành viên thứ 150 của Tổ chức thương mại thế giới (WTO)

và tổ chức thành công hội nghị APEC giúp Việt Nam trở thành một điểm đầu

tư sáng giá tại khu vực góp phần thu hút các NĐT quốc tế tham gia vào thị

trường. Đồng thời, việc Quốc hội thông qua Luật chứng khoán vào ngày

29/06/2006 có hiệu lực thi hành kể từ ngày 01/01/2007 cho thấy sự quan tâm

của Nhà nước đối với sự phát triển TTCK góp phần tạo tâm lý an tâm khi

tham gia TTCK của các NĐT.

Tiếp nối thành công của năm 2006, TTCK Việt Nam tiếp tục có những

bước chuyển mình trong năm 2007. Với những phát triển vượt bậc về quy mô,

chất lượng, TTCK trong giai đoạn này đã và đang chứng minh vị thế và tầm

ảnh hưởng đáng phải có của nó với đời sống kinh tế đất nước. Tính đến ngày

28/12/2007, mức vốn hóa thị trường đạt khoảng 493 nghìn tỷ chiếm 43%

GDP. Mức vốn hóa tăng chủ yếu nhờ yếu tố khối lượng cổ phiếu nhiều hơn

khi có nhiều công ty niêm yết mới trong năm 2007 (so với năm 2006 chủ yếu

do tăng trưởng của chỉ số giá chứng khoán). Tính đến cuối năm 2007, có 138

DN niêm yết tại Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM và 112 DN niêm yết tại

Trung tâm giao dịch chứng khoán Hà Nội.

Khởi đầu năm 2007 với con số 751.77 điểm, chỉ sau hơn 3 tháng VN-

Index đã vọt lên đỉnh 1170.67 điểm ngày 12/03/2007 - đây chính là giai đoạn

thăng hoa nhất của TTCK Việt Nam. Tuy nhiên sau đó thị trường liên tục có

biến động mạnh như rơi xuống mức đáy 905.53 vào ngày 24/04/2007 sau đó

tăng trở lại nhanh đạt mức 1113.19 điểm vào ngày 23/05/2007. Kết thúc phiên

giao dịch VN-Index đạt mức 921 điểm, Hastc - Index đạt mức 323.55 điểm.

Hình 2.4 : Diễn biến chỉ số VN-Index năm 2007

Giá USD giảm

Giá dầu tăng, giá vàng tăng, lạm phát tăng, lãi suất tăng

“Sốt” bất động sản

Luật CK có hiệu lực

Nguồn : Báo cáo thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2007 - Công ty CP

Chứng khoán FPT

Có thể nói, TTCK Việt Nam năm 2007 có nhiều biến động mạnh do sự

tăng trưởng nhanh của nền kinh tế (tăng trưởng GDP đạt 8.48% đứng thứ 2

trong khu vực, chỉ thấp hơn Trung Quốc); chỉ số giá tiêu dùng tăng 12.63%,

gấp đôi so với năm 2006 do NHNN đã bỏ ra gần 180.000 tỷ đồng (khoảng

14% GDP) để mua lại hơn 10.000 tỷ USD nhằm giữ cho đồng Việt Nam

không lên giá giúp xuất khẩu và cải thiện cán cân thương mại trước sức ép

dòng vốn ngoại tệ chảy ồ ạt vào Việt Nam. Sau đó, lạm phát tăng buộc

NHNN phải can thiệp bằng cách tăng lãi suất, giảm lượng cung tiền trong lưu

thông, tác động trực tiếp tới hoạt động SXKD của DN. Bên cạnh đó giá vàng

tăng, thị trường bất động sản sôi động trở lại, giá nhà đất, văn phòng cho thuê

tăng vọt, nhất là tại Hà Nội và TP.HCM do tốc độ tăng GDP, sự gia nhập

WTO thu hút các NĐT nước ngoài, làm tăng nhu cầu bất động sản thu hút

lượng vốn lớn cạnh tranh trực tiếp với TTCK. Sự thâm hụt ngân sách, lạm

phát của Mỹ đẩy giá USD mất giá mạnh trên thị trường thế giới gây ảnh

hưởng xấu đến các DN xuất khẩu niêm yết trên sàn và có lợi đến các DN

nhập khẩu niêm yết, làm giá chứng khoán biến động mạnh.

Bảng 2.3 : Quy mô giao dịch của TTCK năm 2006, năm 2007

Chỉ tiêu 2006 2007

Khối lượng CP (triệu) 538.5 1817

Giá trị tỷ VND 35742 217835 HOSE

Giá TB 1 CP (VND) 66370 119900

Khối lượng CP (triệu) 95.6 612

Giá trị tỷ VND 3917 63442 HNX

Giá TB 1 CP (VND) 40970 103630

Khối lượng CP (triệu) 634.1 2426

Giá trị tỷ VND 39389 281258 Toàn thị trƣờng

Giá TB 1 CP (VND) 62118 115935

Nguồn : Báo cáo tổng kết thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2009 và dự

báo năm 2010- Công ty CP Chứng khoán Âu Việt

2.2.3. Giai đoạn từ năm 2008 đến tháng 04/2013:

Hình 2.5 : Diễn biến TTCK Việt Nam từ năm 2008 đến năm 2012

Nguồn : Thị trường chứng khoán Việt Nam 5 năm trong khủng hoảng - Công

ty CP Chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BSC)

Nếu như hai năm 2006 - 2007, TTCK Việt Nam phát triển bong bóng

với tốc độ nhất nhì thế giới thì sang năm 2008 cũng đứng đầu về tốc độ suy

giảm với tác động từ cuộc khủng hoảng tài chính thế giới bắt nguồn từ Mỹ.

VN-Index mở đầu phiên giao dịch năm 2008 đạt 921.07 điểm, tính đến ngày

31/12/2008, VN-Index đạt 315.62 điểm, bằng 1/3 so với đầu năm, VN-Index

đã có lúc rơi xuống 286.85 điểm vào ngày 10/12/2008. Trong khi đó, Hastc-

Index mở đầu phiên giao dịch năm 2008 đạt 322.34 điểm, tính đến ngày

31/12/2008, Hastc-Index đạt 105.12 điểm, mức thấp nhất của Hastc-Index

trong năm 2008 là 97.61 điểm vào ngày 27/11/2008 khiến chỉ số này vượt qua

vạch 100 điểm.

Đồng thời năm 2008 đã đi vào lịch sử giao dịch của TTCK Việt Nam

với số lần thay đổi biên độ nhiều nhất nhằm bình ổn thị trường và tâm lý NĐT

khi thị trường lao đốc quá nhanh và sâu. Tổng cộng Ủy ban Chứng khoán Nhà

nước đã 4 lần điều chỉnh biên độ chứng khoán, cụ thể như sau:

Hình 2.6 : Diễn biến điều chỉnh biên độ chứng khoán năm 2008

Nguồn : http://cafef.vn/thi-truong-chung-khoan/ttck-viet-nam-2008-hy-vong-

de-roi-that-vong-20081231074939367ca31.chn

TTCK Việt Nam năm 2008 có sự sụt giảm mạnh do tác động từ cuộc

khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 gây ảnh hưởng tiêu cực đến nền

kinh tế trong nước, tốc độ tăng trưởng GDP giảm xuống còn 6.23% - mức

tăng trưởng thấp nhất trong vòng 8 năm qua, nhiều DN thuộc khối ngành tài

chính, sản xuất, xuất khẩu thu hẹp đáng kể quy mô hoạt động gây ảnh hưởng

đến giá chứng khoán của các doanh nghiệp trên, từ đó tác động xấu đến

TTCK. Bên cạnh đó, tỷ giá USD/VND có nhiều biến động với mức chênh

lệch 9,3% giữa thời điểm đầu và cuối năm, tỷ giá thấp trong 2 qúy đầu khiến

các nhà xuất khẩu lao đao. Đồng thời từ tháng 9 đến tháng 11, nhu cầu mua

USD của các nhà đầu tư nước ngoài thông qua động thái bán trái phiếu chính

phủ Việt Nam (bán ròng 0.7 tỷ USD) và cổ phiếu (bán ròng hơn 100 triệu

USD) cũng là nhân tố ảnh hưởng không nhỏ đến tâm lý NĐT trong và ngoài

nước. Hơn thế nữa, chỉ số giá tiêu dùng tăng 19.89% so với thời điểm cuối

năm 2007, trong đó có tới 6 nhóm, chiếm tỷ trọng hơn 70% rổ hàng hóa CPI,

có mức tăng trên 10%. Vì thế, để thực hiện mục tiêu kiềm chế lạm phát,

Chính phủ đã sử dụng các biện pháp mạnh thông qua chính sách tiền tệ thắt

chặt, NHNN đã rút tiền mặt khỏi lưu thông, buộc các ngân hàng thương mại

thiếu tiền mặt phải đẩy lãi suất huy động lên cao khiến các NĐT rời bỏ

TTCK, chuyển qua gửi tiết kiệm vừa lợi nhuận cao vừa an toàn trong bối cảnh

nền kinh tế gặp nhiều khó khăn.

Bước sang năm 2009 là giai đoạn hồi phục của TTCK Việt Nam, mặc

dù về những tháng cuối năm TTCK Việt Nam đã có điều chỉnh giảm do tác

động của chính sách thắt chặt tiền tệ của Chính phủ nhưng nhìn chung một

chu kỳ tăng điểm kéo dài 8 tháng trong những tháng giữa năm thì cả năm

2009 TTCK Việt Nam có một năm tăng trưởng rất ấn tượng. Một trong những

nguyên nhân chính là trong năm 2009, Chính phủ Việt Nam đã thực hiện biện

pháp kích cầu thông qua chính sách hỗ trợ lãi suất 4% đối với các doanh

nghiệp, các chương trình miễn, giảm, giãn thuế, bảo lãnh cho các DN vay vốn

tại các ngân hàng thương mại. Điều này trước hết đã tạo hiệu ứng tâm lý tích

cực, làm tăng tức thời lòng tin cho các NĐT trong và ngoài nước, các DN và

ngân hàng vào trách nhiệm của Nhà nước trong việc hỗ trợ các DN gặp nhiều

khó khăn cũng như tin vào triển vọng thị trường và môi trường đầu tư ở Việt

Nam. Nhiều DN nhận được sự hỗ trợ kịp thời từ gói kích cầu đã có thêm cơ

hội giữ vững và mở rộng sản xuất, giảm áp lực thất nghiệp và ổn định xã hội,

tạo tâm lý an tâm cho NĐT khi tham gia TTCK.

Nếu tính từ ngày 01/01/2009 đến 31/12/2009 thì VN-Index đã tăng

thêm 171.96 điểm từ 312.49 điểm lên đến 494.77 điểm tương đương với mức

tăng 58%. Nếu tính từ đáy thấp nhất trong năm khi VN-Index ở mốc 234.66

điểm vào ngày 24/02/2009 và đỉnh cao nhất là 633.21 điểm vào ngày

23/10/2009 thì VN-Index tăng 2.69 lần. Tương tự ở sàn HNX mức tăng

trưởng trong năm 2009 của HNX-Index là 60.9% và nếu so từ đáy thấp nhất

78.06 điểm lên đỉnh cao nhất trong năm 218.38 điểm thì HNX-Index tăng

2.79 lần. Mức vốn hóa thị trường vào khoảng 669 nghìn tỷ đồng (39 tỷ USD),

tương đương 55% GDP, tăng gấp 3 lần so với năm 2008.

Bảng 2.4: Quy mô giao dịch của TTCK năm 2008, năm 2009

Chỉ tiêu 2008 2009

Khối lượng CP (triệu) 2978 10432

Giá trị tỷ VND 124576 423299 HOSE

Giá TB 1 CP (VND) 41832 40577

Khối lượng CP (triệu) 1531 5765

Giá trị tỷ VND 57122 197524 HNX

Giá TB 1 CP (VND) 37310 34263

Khối lượng CP (triệu) 4509 16197

Giá trị tỷ VND 181698 620823 Toàn thị trƣờng

Giá TB 1 CP (VND) 40296 38329

Nguồn : Báo cáo tổng kết thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2009 và dự

báo năm 2010 - Công ty CP Chứng khoán Âu Việt

Hình 2.7 : Các sự kiện chính tác động đến TTCK Việt Nam năm 2009

Nguồn : Báo cáo tổng kết thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2009 và dự

báo năm 2010 - Công ty CP Chứng khoán Âu Việt

TTCK Việt Nam năm 2010 đã gặp nhiều khó khăn và khiến giới đầu tư

thất vọng khi sụt giảm so với năm 2009. Mặc dù thị trường có đợt hồi phục

mạnh gây bất giờ từ cuối tháng 11/2010, VN-Index vẫn đóng cửa giảm 2% so

với cuối năm trước khi chốt phiên ngày 31/12/2010 tại 484.66 điểm, HNX-

Index gây thất vọng nhiều hơn khi đóng cửa tại 114.24 điểm giảm tới 32% so

với cuối năm 2009. Ấn tượng của một thị trường lạc quan năm 2009 chỉ xuất

hiện trong 6 tháng đầu năm 2010 và đây cũng là giai đoạn thị trường đạt mức

cao nhất trong năm (VN-Index đạt 549 điểm và HNX-Index đạt 187.22 điểm)

và nửa cuối năm 2010 là thời kì khó khăn nhất của thị trường. Kết thúc năm

2010, TTCK Việt Nam là một trong số ít thị trường không tăng trưởng ở

Châu Á và chịu sự suy giảm chung ngược lại với xu hướng chung của thế

giới. Môi trường kinh tế vĩ mô không thuận lợi khiến TTCK có một năm giao

dịch thất bại. Nhìn lại TTCK giai đoạn năm 2008 đến năm 2010, có thể khẳng

định lạm phát luôn là yếu tố nhạy cảm nhất.

Bảng 2.5 : Một số chỉ tiêu kinh tế vĩ mô năm 2008, 2009 và năm 2010

Chỉ tiêu 2008 2009 2010

Lạm phát 19.89% 6.88% 11.75%

Tăng trưởng GDP 6.23% 5.32% 6.78%

Nguồn :Báo cáo nhận định thị trường năm 2011- Công ty CP Chứng khoán SME

Lãi suất cơ bản 8.25% - 14% 7% - 8% 8% - 9%

Theo bảng trên, tăng trưởng GDP năm 2010 cao nhất trong 3 năm và

vượt chỉ tiêu do Chính phủ đề ra nhưng chưa hỗ trợ thị trường do lạm phát

cao hơn nhiều so với chỉ tiêu 7% - 8% nên tăng trưởng GDP thực âm lớn hơn

dự kiến. Do lạm phát tăng cao hơn nhiều so với dự kiến, giá vàng tăng phi

mã, lãi suất cho vay cả năm liên tục ở mức trung bình 14% - 18% gây khó

khăn cho hoạt động SXKD của DN và làm giảm hiệu quả định hướng chính

sách tiền tệ đề ra đầu năm 2010. Tuy nhiên, việc VND mất giá nhiều nhất

trong nhiều năm trở lại đây lại là chủ đề nhạy cảm nhất trong năm 2010, sau

khi NHNN nới lỏng biên độ tỷ giá đầu năm 2010, nhiều NĐT đã kì vọng đây

là lần điều chỉnh duy nhất của năm 2010, nhưng lần điều chỉnh thứ 2 đã nằm

ngoài mong đợi của NĐT và gửi đi tín hiệu tiêu cực về triển vọng ổn định của

VND khi USD trên thế giới suy giảm mạnh. Thị trường sau đó đã phản ứng

tiêu cực theo đà mất giá của VND so với USD trên thị trường tự do. Ngoài ra,

sự kiện cuộc khủng hoảng nợ Châu Âu, vấn đề Vinashin và việc kết thúc gói

kích cầu hỗ trợ lãi suất 4% của Chính phủ (khi thị trường phát hiện tiền hỗ trợ

từ gói kích cầu này vẫn còn treo trên sổ sách của các ngân hàng thương mại

chưa được giải ngân, trong đó có một số ngân hàng thương mại đã niêm yết

trên sàn giao dịch chứng khoán) tác động rất lớn đến TTCK Việt Nam, cụ thể

đưa VN-Index từ vùng 550 điểm xuống dưới 500 điểm và hoàn toàn nằm

ngoài kiểm soát của NĐT.

Năm 2011 là một năm khó khăn của nền kinh tế Việt Nam theo đó

TTCK cũng phản ánh rõ điều này với xu hướng giảm điểm là xu hướng chính

và chủ đạo. Trong cả năm, thị trường chỉ có được hiếm hoi 2 đợt hồi phục

ngắn và cuối tháng 5 và khoảng giữa tháng 8. Chốt phiên ngày 30/12/2011,

VN-Index và HNX-Index lần lượt đóng cửa ở 351.6 và 58.7 điểm, như vậy so

với năm 2010 sàn HOSE giảm mạnh 27.5% sàn HNX thì lao dốc đến 48.6%.

Quy mô vốn hóa thị trường chỉ đạt 21% GDP, trở thành một trong những thị

trường sụt giảm mạnh nhất trên thế giới năm 2011.

Bảng 2.6: Quy mô giao dịch TTCK Việt Nam năm 2011

Nguồn : Báo cáo thường niên năm 2011- Công ty CP Quản lý quỹ đầu tư Việt Nam (VFM)

Xét trên phương diện các vấn đề vĩ mô cơ bản trong nước, bao gồm áp

lực tỷ giá, lạm phát và lãi suất thì tình hình lạm phát mặc dù cuối năm dần trở

nên ổn định và được kiểm soát nhưng nếu so với năm 2010 thì vẫn ở mức cao

do chính sách tiền tệ nới lỏng trong suốt vài năm trở lại đây (chỉ số giá tiêu

dùng năm 2011 tăng 18.58% so với năm 2010), mặt bằng lãi suất đã hạ nhiệt

sau một loạt biện pháp mạnh mẽ của NHNN nhưng chưa thực sự thấp. Tỷ giá

USD/VND đã có nhiều biến động trong những tháng đầu năm và sau đó được

duy trì khá ổn định trong suốt năm với mức điều chỉnh tăng giảm trong biên

độ cho phép +/-1% qua đó thể hiện khả năng ổn định tỷ giá của NHNN, tạo

tâm lý an tâm cho NĐT trước sức ép của việc giảm lãi suất VND và giá USD

trên thị trường tự do còn cao. Không chỉ vậy, TTCK Việt Nam còn chịu ảnh

hưởng bởi những thông tin tiêu cực trên thị trường thế giới mà nổi bật nhất là

vấn đề nợ công ở Châu Âu vẫn chưa được giải quyết.

Hình 2.8 : Diễn biến TTCK Việt Nam năm 2011

Nguồn: Báo cáo vĩ mô và thị trường chứng khoán năm 2011-2012 - Công ty

TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương VN

Năm 2012, TTCK Việt Nam trải qua 2 cung bậc rõ nét : thời kỳ hi vọng

từ đầu năm đến đầu tháng năm và sau đó là thời kì suy thoái kéo dài hơn 7

tháng cho đến gần cuối năm. Tuy nhiên đợt tăng điểm trọn vẹn trong tháng 12

đã giúp cho VN-Index kết thúc năm 2012 ở mức 413.73 điểm, tăng 17.7% so

với cuối năm 2011; ngược lại HNX-Index chốt năm 2012 giảm nhẹ 2,8% so

với cuối năm 2011, còn 57.09 điểm.

Hình 2.9 : Quy mô vốn hóa TTCK năm 2012

Nguồn : http://cafef.vn/thi-truong-chung-khoan/thi-truong-chung-khoan-

2012-trai-tao-doc-cua-mu-phu-thuy-20121217034759360ca31.chn

Hình 2.10 : Diễn biến TTCK Việt Nam năm 2012

Nguồn : http://vietstock.vn/2013/01/chung-khoan-viet-nam-nam-2012-bai-

hoc-tu-nhung-dot-song-bat-ngo-582-253087.htm

Xét tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô, tốc độ tăng trưởng GDP

năm 2012 đạt 5,03% thấp hơn năm 2011 nguyên nhân chủ yếu do chính sách

thắt chặt tiền tệ nhằm kiềm soát lạm phát của Chính phủ đã tác động rất mạnh

đến tăng trưởng của nền kinh tế. Sản xuất công nghiệp gặp nhiều khó khăn do

khủng hoảng kinh tế toàn cầu chưa được hồi phục, sức mua trong nước và nhu

cầu xuất khẩu giảm nên chỉ số sản xuất công nghiệp tăng thấp so với một số

năm trở lại đây (tăng 5%). Với mục tiêu kiềm chế lạm phát mạnh theo Nghị

quyết số 11/NQ-CP năm 2011 của Chính phủ khiến cho lạm phát năm 2012

chỉ tăng 6,81% thấp hơn nhiều so với mức 18.58% năm 2011. Bên cạnh lạm

phát được kiểm soát, thị trường ngoại hối ổn định trong suốt năm 2012 là một

trong những yếu tố tích cực của nền kinh tế. Nhờ các biện pháp kiểm soát thị

trường được NHNN thực hiện nhất quán từ cuối năm 2011, tỷ giá USD/VND

được duy trì ở mức 20.828 VND/USD trong khi tỷ giá trong hệ thống ngân

hàng thương mại cũng dao động trong mức tham chiếu +/-1%. Xu hướng

giảm của lạm phát trong năm 2012 là cơ sở chính cho việc NHNN điều chỉnh

giảm lãi suất huy động dẫn đến lãi suất cho vay giảm, chủ yếu giảm lãi suất

cho vay ở các kỳ hạn ngắn ở mức từ 9% - 13% nhưng lãi suất cho vay kỳ hạn

dài vẫn còn ở mức cao 15-17%. Bên cạnh đó, các thông tin về kế hoạch hỗ trợ

thị trường bất động sản, giải quyết nợ xấu ngân hàng được truyền tài rầm rộ

tạo tâm lý hứng khởi cho các NĐT.

Bước sang quý 1/2013, chốt phiên ngày 29/03, VN-Index chốt tại

491.04 điểm, còn HNX-Index đóng cửa ở 60.25 điểm, hai chỉ số lần lượt tăng

18.69% và 5.54 % so với cuối năm 2012. Tuy nhiên, mức tăng điểm này của

hai chỉ số được đóng góp bởi giai đoạn mạnh vào nửa đầu quý 1. Điều này bắt

nguồn từ việc nền kinh tế vĩ mô dần ổn định trong đó lạm phát tiếp tục được

kiềm chế tốt về dưới mức 7%, bên cạnh đó là kỳ vọng từ phía chính sách tạo

nên những chuyển biến tích cực cho nền kinh tế như NHNN chính thức cắt

giảm 1% điểm các loại lãi suất điều hành, cắt giảm 0.5% điểm cơ bản với trần

lãi suất cho tiền gửi dưới 12 tháng, động thái mua ròng rất tích cực của nhà

đầu tư nước ngoài. Tuy nhiên đến nửa cuối quý 1, giao dịch trở nên trầm lắng

hơn với sự sụt giảm của thanh khoản. Nguyên nhân do bối cảnh tình hình kinh

tế vĩ mô chưa chuyển biến tích cực như kỳ vọng, nhà đầu tư hoài nghi về khả

năng hiện thực hóa các cam kết hỗ trợ của chính phủ theo lộ trình.

Bảng 2.7 : Thống kê thị trƣờng chứng khoán quý 1/2013

Nguồn: Báo cáo kinh tế vĩ mô và thị trường quý 1/2013 - Công ty TNHH

Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương VN

Sang tháng 04/2013, VN-Index giảm 17 điểm so với tháng trước, tương

đương giảm 3.37%, chốt ở mức 474.51 điểm, HNX-Index giảm 3.14% xuống

58.36 điểm. Trong tháng 4, một nhịp giảm mạnh vào giữa tháng và sự phục

hồi yếu ớt vào cuối tháng đã kéo chỉ số VN-Index xuống thấp, quanh mức

460-470 điểm, HNX-Index quanh 58-60 điểm.Thanh khoản tiếp tục duy trì ở

mức thấp. Nguyên nhân do: tình hình sản xuất tháng 4 cải thiện chậm, chênh

lệch giữa giá vàng thế giới và trong nước lên mức cao kỉ lục trong tháng 4 -

những phiên đấu giá vàng của NHNN với mục đích bình ổn thị trường vàng

tỏ ra thiếu tác dụng khi có thời điểm chênh lệch lên tới 7 triệu đồng/lượng.

CPI tháng 4 chỉ tăng 0.02% so với CPI tháng 3 âm và đây là mức tăng thấp

nhất trong vòng 10 năm trở lại đây, mặc dù trần lãi suất huy động được các

ngân hàng thực hiện ở mức 7.5% sau động thái giảm lãi suất điều hành của

NHNN vào cuối tháng 03/2013 nhưng do tình hình kinh tế vẫn còn khó khăn,

nhiều rủi ro nên nhà đầu tư vẫn còn thận trọng khi đầu tư vào chứng khoán,

các ngân hàng chưa sẵn sàng mở rộng hoạt động tín dụng cho các doanh

nghiệp, đẩy giá chứng khoán giảm.

Hình 2.11 : Diễn biến TTCK Việt Nam từ tháng 1-4/2013

Nguồn: Báo cáo kinh tế vĩ mô và thị trường quý 1/2013 - Công ty TNHH

Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương VN

2.3. Nghiên cứu tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán Việt Nam:

2.3.1. Nguồn dữ liệu và phƣơng pháp xử lý dữ liệu:

2.3.1.1. Nguồn dữ liệu :

Dựa trên khung lý thuyết ở Chương 1 cũng như để phù hợp với đặc thù

về thông tin và kinh tế tại Việt Nam, 6 nhân tố sau đây được chọn để xem xét

mối tương quan với TTCK Việt Nam gồm: cung tiền (M2) đại diện cho nhân

tố cung tiền, chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đại diện cho nhân tố lạm phát, chỉ số

sản xuất công nghiệp (IPI) đại diện cho nhân tố hoạt động kinh tế thực, lãi

suất cho vay ngắn hạn (IR) đại diện cho nhân tố lãi suất, tỷ giá hối đoái (EX)

và giá dầu (OIL). Cụ thể như sau:

Bảng 2.8 : Tóm tắt các biến trong mô hình nghiên cứu

STT Nội dung Nguồn dữ liệu Tên biến Đơn vị đo lƣờng

Chỉ số giá chứng Sở giao dịch chứng VNI- khoán trên Sở giao điểm khoán TP.HCM 1 INDEX dịch chứng khoán (HOSE) TP. Hồ Chí Minh

Chỉ số giá chứng Sở giao dịch chứng HNX- khoán trên Sở giao 2 điểm khoán Hà Nội INDEX dịch chứng khoán (HNX) Hà Nội

Cung tiền M2, thể Quỹ tiền tệ thế giới 3 M2 hiện cho nhân tố Dồng (IMF) cung tiền

Chỉ số giá tiêu dùng Tổng cục thống kê 4 CPI theo tháng, thể hiện % VN (GSO) cho nhân tố lạm phát

Chỉ số sản xuất công

Tổng cục thống kê nghiệp theo tháng, 5 IPI % VN (GSO) thể hiện cho hoạt

động kinh tế thực

Tỷ giá VND/USD, Ngân hàng nhà nước 6 EX thể hiện cho nhân tố VND/USD Việt Nam (SBV) tỷ giá hối đoái

Lãi suất cho vay Quỹ tiền tệ thế giới 7 IR ngắn hạn, thể hiện % (IMF) cho nhân tố lãi suất

Trung bình giá dầu

Cơ quan thông tin thô FOB giao ngay

8 OIL mỗi ngày trên thế USD/barrel năng lượng của Mỹ

(EIA) giới, thể hiện cho

nhân tố giá dầu

Nguồn : Tổng hợp của tác giả

2.3.1.2. Phƣơng pháp xử lý dữ liệu:

Dữ liệu thể hiện tình hình của TTCK là VN-Index theo tháng trong giai

đoạn từ tháng 7/2000 đến tháng 4/2013 (154 quan sát) và HNX-Index theo

tháng trong giai đoạn từ tháng 07/2005 đến tháng 04/2013 (94 quan sát). Chỉ

số VN-Index và HNX-Index theo tháng được tính là trung bình của chỉ số

VN-Index và HNX-Index đóng cửa cuối mỗi ngày giao dịch, để phản ánh xác

thực và giảm sự sai lệch so với việc lấy chỉ số đầu tháng hoặc cuối tháng.

Tương tự dữ liệu giá dầu theo tháng được tính là trung bình giá dầu thô FOB

giao ngay cuối mỗi ngày trên thế giới.

Theo lý thuyết, tăng trưởng GDP là biến đại diện tốt hơn cho các hoạt

động kinh tế thực, tuy nhiên tại Việt Nam không thu thập được số liệu tăng

trưởng GDP theo tháng nên chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) được chọn để

thay thế.

Tất cả các dữ liệu trong nghiên cứu được chuyển sang dạng log. Mục

đích của việc chuyển hóa dữ liệu sang dạng log nhằm giảm bớt độ phân tán

cao, cũng như có một số quan sát có giá trị bất thường cũa dữ liệu gốc và việc

dùng dữ liệu dưới dạng log sẽ thuận lợi hơn trong việc nhận dạng và phân tích

dữ liệu.

Từ khung lý thuyết ở chương 1 và nghiên cứu thực trạng tác động ở

chương 2, tác giả đặt giả thuyết nghiên cứu cần kiểm định như sau:

H0 : Cung tiền (M2) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-

Index

H1 : Chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có tác động đến chỉ số VN-

Index và chỉ số HNX-Index

H2 : Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ

số HNX-Index

H3 : Tỷ giá hối đoái (EX) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số

HNX-Index

H4 : Lãi suất (IR) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-

Index

H5 : Giá dầu (OIL) có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-

Index

2.3.2. Kết quả nghiên cứu:

2.3.2.1.Kết quả nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng khoán TP.Hồ

Chí Minh:

Thống kê mô tả:

Bảng 2.9: Thống kê mô tả các biến đƣợc sử dụng trong mô hình

VNINDEX 2.542126 2.586943 3.057097 2.003353 0.234001 0.058696 2.562925 1.314235 0.518343 391.4873 8.377733 154

OIL 1.743094 1.792427 2.122936 1.272074 0.242866 -0.214268 1.742050 11.33237 0.003461 268.4365 9.024499 154

IPI 2.143906 2.175538 2.479872 1.743243 0.219045 -0.222629 1.731078 11.60401 0.003021 330.1615 7.341019 154

M2 14.91961 14.91119 15.55722 14.23453 0.404814 -0.049168 1.620950 12.26513 0.002171 2297.620 25.07274 154

IR 1.055993 1.048248 1.306425 0.927370 0.090451 1.005120 3.333238 26.64274 0.000002 162.6229 1.251747 154

CPI 2.084127 2.039584 2.358826 1.899580 0.151457 0.387024 1.746248 13.93087 0.000944 320.9555 3.509682 154

EX 4.224335 4.204432 4.318648 4.148942 0.050523 0.852351 2.450299 20.58582 0.000034 650.5476 0.390538 154

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Sum Sum Sq. Dev. Observations Nguồn : Từ kết quả khảo sát và tính toán của tác giả

Hai giá trị thống kê mô tả là Skewness và Kurtosis. Hai giá trị này giúp

hình dung về hình dáng của phân phối. Skewess đo lường mức độ lệch của

phân phối còn gọi là hệ số bất đối xứng, trong đó:

Skewness = 0 : phân phối cân xứng

Skewness > 0 : phân phối lệch phải

Skewness < 0 : phân phối lệch trái

Kurtosis đo lường mức độ tập trung tương đối của các quan sát quanh

trung tâm của nó trong mối quan hệ so sánh với hai đuôi, trong đó:

Kurtosis = 3 : phân phối tập trung ở mức độ bình thường

Kurtosis > 3 : phân phối tập trung hơn mức độ bình thường thể hiện các

biến có sự biến động mạnh và bất thường

Kurtosis < 3 : phân phối tập trung hơn mức độ bình thường thể hiện các

biến biến động ít, biến thiên dao động không cao.

Từ hai tiêu chí nêu trên và kết quả thống kê mô tả cho thấy: M2, IPI và

OIL có giá trị Skewness < 0 nên phân phối lệch trái ; VNINDEX, CPI, EX và

IR có giá trị Skewness > 0 nên phân phối lệch phải.

Giá trị Kurtosis của chỉ số VNINDEX, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu

(OIL) có giá trị nhỏ hơn 3 cho thấy hình dạng của đa giác phân phối sẽ tù hơn

với hai đuôi dài nghĩa là các biến này có sự biến động ít, biến thiên dao động

không cao trong thời gian nghiên cứu. Trong khi đó, lãi suất (IR) có giá trị

Kurtosis lớn hơn 3 cho thấy hình dạng của đa giác nhọn và hai đuôi hẹp nghĩa

là lãi suất biến động mạnh và bất thường trong thời gian nghiên cứu.

Kiểm định nghiệm đơn vị:

Bảng 2.10: Kết quả kiểm định Unit root - ADF

Biến Level P-value P-value Dừng

-2.4729 0.1241 0.0000 Sai phân bậc 1 -7.3721 I(1) VN-Index

-0.9725 0.7622 -10.2887 0.0000 I(1) M2

-1.7335 0.4123 -11.9243 0.0000 I(1) IPI

1.1733 0.9979 -6.6137 0.0000 I(1) CPI

0.0133 0.9576 -13.8361 0.0000 I(1) EX

-2.9466 0.0425 -5.5209 0.0000 I(0) IR

-1.2653 0.6448 -9.7236 0.0000 I(1) OIL

Nguồn: Tính toán của tác giả

Nhìn vào bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho biết: Tại mức ý

nghĩa 5%, chuỗi chỉ số VN-Index, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công

nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu (OIL)

dừng tại sai phân bậc 1, riêng chuỗi lãi suất (IR) dừng ngay tại chuỗi dữ liệu

gốc. Do vậy, sai phân bậc 1 của các chuỗi số này sẽ được sử dụng trong mô

hình xác định các nhân tố ảnh hưởng đến chỉ số VN-Index.

Xác định bƣớc trễ tối ƣu cho các biến trong mô hình:

Nguồn: Tính toán của tác giả

Nhìn vào bảng xác định độ trễ tối ưu nêu trên cho thấy tại độ trễ là 1 thì

thỏa mãn các tiêu chuẩn FPE, AIC và HQ. Chính vì thế, tác giả quyết định

chọn độ trễ là 1 cho phù hợp với mô hình nghiên cứu.

Kiểm định tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán sử dụng mô hình VAR :

Từ kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và xác định bước trễ tối ưu nêu

trên, tác giả thực hiện kiểm định mô hình tự hồi quy vector (VAR) làm cơ sở

để tiến hành phân tích phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy:

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kiểm định tự tƣơng quan :

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kiểm định Residual Serial Correlation Tests với giả thuyết :

Ho : Không có tương quan chuỗi

H1 : Có tương quan chuỗi

Nhìn vào bảng kết quả nêu trên, đa số đều chấp nhận giả thuyết Ho với

mức ý nghĩa 5%. Tức là mô hình tự hồi quy vector (VAR) thỏa mãn điều kiện

các chuỗi phần dư không có tự tương quan.

Phân tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response):

Dựa trên kiểm định mô hình tự hồi quy vector (VAR) nêu trên, hàm

phản ứng đẩy được sử dụng để xác định phản ứng của chỉ số VN-Index trước

các cú sốc của các nhân tố vĩ mô được lựa chọn trong nghiên cứu.

Hình 2.12 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc từ chính nó

Nguồn: Tính toán của tác giả

Từ kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy cho thấy chỉ số VN-Index chịu

ảnh hưởng mạnh nhất bởi cú sốc từ chính nó, phản ứng của chỉ số VN-Index

trước các cú sốc của cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), chỉ số

giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), lãi suất (IR) và giá dầu (OIL) là

thấp, cụ thể như sau:

Hình 2.13 : Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc cung tiền (M2)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực của cung tiền (M2) đến chỉ số VN-Index được tìm

thấy, theo đó cú sốc từ cung tiền (M2) có tác động làm tăng chỉ số VN-Index

nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể hiện rõ

nhất từ chu kì 1 đến chu kì 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về 0 tại chu

kỳ 3. Khi cung tiền tăng tạo dư thừa tổng phương tiện thanh toán dòng tiền

chảy vào TTCK, làm tăng chỉ số VN-Index. Tác động này thể hiện rõ nhất

trong giai đoạn TTCK Việt Nam bùng nổ năm 2006-2007, mức tăng cung tiền

của Việt Nam khoảng 91.93% gấp 3.6 lần mức tăng trưởng GDP (25.1%),

riêng năm 2007 để mua lại hơn 10.000 tỷ USD thì NHNN đã bỏ ra gần

180.000 tỷ đồng (khoảng 14% GDP). Những năm gần đây, với mục tiêu ưu

tiên kiểm chế lạm phát, Chính phủ chủ trương ổn định cung tiền, biên độ dao

động cung tiền (M2) thấp nên không ảnh hưởng nhiều đến TTCK.

Hình 2.14: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Cú sốc trong chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) hầu như không tác

động đến chỉ số VN-Index. Kết quả này ngược lại với lý thuyết kinh điển đó

là: khi nền kinh tế tăng trưởng, thu nhập của DN tăng lên, NĐT dự đoán DN

sẽ chia cổ tức cao, thu hút NĐT tham gia vào TTCK. Thêm vào đó, nhu cầu

mở rộng hoạt động SXKD tăng, các DN huy động thêm vốn thông qua kênh

TTCK. Tất cả điều này làm cho chỉ số VN-Index tăng. Một trong những

nguyên nhân có thể xuất phát từ cách tính chỉ số sản xuất công nghiệp của

Việt Nam chưa phản ánh đúng, đại diện cho hoạt động kinh tế thực. Bên cạnh

đó, số lượng các DN thuộc ngành công nghiệp niêm yết trên TTCK Việt Nam

còn thấp với tỷ trọng vốn hóa thị trường chỉ đạt khoảng 10,4% so với các

ngành khác nên chưa tác động nhiều đến chỉ số giá chứng khoán.

Hình 2.15: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc chỉ số giá tiêu

dùng (CPI)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tiêu cực từ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đến chỉ số VN-Index

được tìm thấy, theo đó cú sốc trong chỉ số giá tiêu dùng (CPI) có tác động làm

giảm chỉ số VN-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này

không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 4 sau đó tiến về 0. Khi

lạm phát tăng, giá cả hàng hóa tăng ảnh hưởng đến giá thành sản xuất của các

DN trong khi giá bán sản phẩm chưa kịp thay đổi, thu nhập của DN bị sụt

giảm. Bên cạnh đó, lạm phát tăng, đồng tiền mất giá, do tâm lý sợ rủi ro

người dân có xu hưởng đầu tư vào các tài sản như vàng, ngoại tệ, bất động

sản,…Tất cả điều này làm cho TTCK trở nên kém hấp dẫn, làm giảm chỉ số

VN-Index. Tác động này thấy rõ nhất vào năm 2008 khi lạm phát VN cũng

lên tới đỉnh điểm là 19.89%, TTCK Việt Nam đứng nhất nhì thế giới về tốc

độ sụt giảm chỉ số giá chứng khoán dẫn đến có thời điểm chỉ số VN-Index ở

mức 286.85 điểm. Sau đó, với các biện pháp kiềm chế lạm phát mạnh từ phía

Nhà nước, tỷ lệ lạm phát được giữ ổn định không có nhiều biến động lớn.

Hình 2.16: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc tỷ giá hối đoái

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực từ tỷ giá hối đoái (EX) đến chỉ số VN-Index được

tìm thấy, theo đó cú sốc trong tỷ giá hối đoái (EX) có tác động làm tăng chỉ số

VN-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời,

thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến

về 0 tại chu kỳ 3. Nguyên nhân do tỷ giá hối đoái được NHNN giữ tương đối

cứng nhắc đảm bảo ổn định kinh tế, kiểm soát lạm phát, tạo tâm lý an tâm cho

DN và NĐT. Chỉ từ cuối năm 2008 trở lại đây thì NHNN mới có đợt điều

chỉnh tỷ giá với biên độ lớn hơn, cụ thể lần phá giá gần đây nhất là khoảng

9.3%. Do đó, tác động của tỷ giá hối đoái (EX) lên chỉ số giá chứng khoán

không lớn.

Hình 2.17: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc lãi suất (IR)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực của lãi suất (IR) đến chỉ số giá chứng khoán được

tìm thấy, theo đó cú sốc trong lãi suất (IR) có tác động làm tăng chỉ số VN-

Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể

hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về

0 tại chu kỳ 3. Điều này là do lãi suất cho vay tại Việt Nam đang giảm dần

xuống mức hợp lý qua nhũng năm gần đây nhờ lạm phát được kiềm chế và

tăng trưởng tín dụng thấp, không những làm giảm chi phí vốn cho nền kinh tế

nói chung và các DN niêm yết nói riêng, mà còn làm tăng khả năng tiếp cận

vốn cho các DN. Điều này là cơ sở để khơi thông dòng chảy tín dụng, giúp

các DN giải quyết bài toán về vốn cho hoạt động sản xuất - kinh doanh. Khi

hiệu quả kinh doanh của DN cải thiện, sẽ có tác động tích cực lên giá cổ

phiếu. Mặt khác, khi lãi suất giảm sẽ làm giảm mức độ hấp dẫn tương đối của

các công cụ đầu tư như gửi tiết kiệm - vốn khá nóng tại Việt Nam trong thời

gian qua, so với các các kênh đầu tư thay thế khác như chứng khoán, bất động

sản. Khi đó, một dòng vốn nhàn rỗi sẽ chuyển sang các tài sản rủi ro hơn để

tìm kiếm lợi nhuận kỳ vọng cao hơn.

Hình 2.18: Phản ứng của chỉ số VN-Index trƣớc cú sốc giá dầu (OIL)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Cú sốc trong giá dầu (OIL) gần như không tác động đến chỉ số VN-

Index. Nguyên nhân do thực chất biến động giá xăng dầu khi thể hiện ra trên

thị trường Việt Nam chịu nhiều sự can thiệp từ phía Nhà nước, nên tín hiệu

phát ra từ nhân tố này đã bị bóp méo.

Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition):

Để phân tích mức độ đóng góp của các cú sốc trong các nhân tố vĩ mô

được lựa chọn đối với chỉ số VN-Index cũng như khẳng định lại các kết quả

thu được từ hàm phản ứng đẩy, tác giả sử dụng thêm phân tích phân rã

phương sai, cụ thể như sau:

Nguồn: Tính toán của tác giả Từ kết quả phân rã phương sai nêu trên cho thấy chỉ số VN-Index chịu

tác động mạnh nhất bởi chính nó ngay tại thời điểm đầu tiên là 100% và đến

kì thứ 12 là (91,3531%). Các biến kinh tế vĩ mô còn lại tác động rất yếu đến

chỉ số VN-Index cao nhất trong cả 12 kỳ chỉ có: cung tiền (M2) (1.0521%),

chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) (0.2748%), chỉ số giá tiêu dùng (CPI)

(2.3018%), tỷ giá hối đoái (EX) (2.5718%), lãi suất (IR) (2.1053%), giá dầu

(OIL) (0.5195%).

2.3.2.2. Kết quả nghiên cứu tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội:

Thống kê mô tả:

Bảng 2.11: Thống kê mô tả các biến đƣợc sử dụng trong mô hình

HNXINDEX 2.111256 2.107847 2.634198 1.711700 0.237602 0.247571 2.148917 3.797237 0.149775 198.4580 5.250289 94

M2 15.19781 15.24472 15.55722 14.73906 0.236890 -0.317455 1.902691 6.294864 0.042962 1428.594 5.218848 94

IPI 2.296454 2.299558 2.479872 2.035232 0.113709 -0.348382 2.157404 4.682172 0.096223 215.8667 1.202463 94

CPI 2.180248 2.181475 2.358826 2.000881 0.114792 -0.023117 1.703575 6.591188 0.037046 204.9434 1.225480 94

EX 4.250497 4.229695 4.318648 4.200632 0.047741 0.437905 1.482102 12.02831 0.002444 399.5467 0.211969 94

IR 1.102309 1.075545 1.306425 0.961421 0.085412 0.774968 2.649228 9.890925 0.007116 103.6170 0.678451 94

OIL 1.910659 1.887082 2.122936 1.601517 0.127392 -0.231652 2.128186 3.817613 0.148257 179.6020 1.509268 94

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

Nguồn : Từ kết quả khảo sát và tính toán của tác giả

Từ kết quả thống kê mô tả cho thấy: cung tiền (M2), chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và giá dầu (OIL) có giá trị

Skewness < 0 nên phân phối lệch trái; chỉ số HNX-Index, tỷ giá hối đoái (EX)

và lãi suất (IR) có giá trị Skewness > 0 nên phân phối lệch phải.

Giá trị Kurtosis của chỉ số HNX-Index, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), lãi suất

(IR) và giá dầu (OIL) có giá trị nhỏ hơn 3 cho thấy hình dạng của đa giác

phân phối sẽ tù hơn với hai đuôi dài nghĩa là các biến này có sự biến động ít,

biến thiên dao động không cao trong thời gian nghiên cứu.

Kiểm định nghiệm đơn vị:

Bảng 2.12: Kết quả kiểm định Unit root – ADF

Biến Level P-value P-value Dừng

-1.4583 0.5502 0.0000 Sai phân bậc 1 -6.0811 I(1) HNXINDEX

-2.5011 0.1185 -7.6662 0.0000 I(1) M2

-1.5016 0.5283 -9.4303 0.0000 I(1) IPI

-0.5979 0.8649 -4.6515 0.0002 I(1) CPI

0.1469 0.9677 -7.7091 0.0000 I(1) EX

-3.1465 0.0266 -4.0797 0.0017 I(0) IR

-2.2788 0.1810 -6.2938 0.0000 I(1) OIL

Nguồn: Tính toán của tác giả

Nhìn vào bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy: Tại mức ý

nghĩa 5%, các chuỗi chỉ số HNX-Index, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công

nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu (OIL)

dừng tại sai phân bậc 1, riêng chuỗi lãi suất (IR) dừng ngay tại chuỗi dữ liệu

gốc. Do vậy, sai phân bậc 1 của các chuỗi số này sẽ được sử dụng trong mô

hình xác định các nhân tố ảnh hưởng đến chỉ số HNX-Index.

Xác định bƣớc trễ tối ƣu cho các biến trong mô hình:

Nguồn: Tính toán của tác giả

Nhìn vào bảng xác định độ trễ tối ưu nêu trên cho thấy tại độ trễ là 1 thì

thỏa mãn các tiêu chuẩn FPE và HQ. Chính vì thế, tác giả quyết định chọn độ

trễ là 1 cho phù hợp với mô hình nghiên cứu.

Kiểm định tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá

chứng khoán sử dụng mô hình VAR :

Từ kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và xác định bước trễ tối ưu nêu

trên, tác giả thực hiện kiểm định mô hình tự hồi quy vector (VAR) làm cơ sở

để tiến hành phân tích phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy:

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kiểm định tự tƣơng quan :

Nguồn : Tính toán của tác giả

Kiểm định Residual Serial Correlation Tests với giả thuyết :

Ho : Không có tương quan chuỗi

H1 : Có tương quan chuỗi

Nhìn vào bảng kết quả nêu trên, đa số đều chấp nhận giả thuyết Ho với

mức ý nghĩa 5%. Tức là mô hình tự hồi quy vector (VAR) thỏa mãn điều kiện

các chuỗi phần dư không có tự tương quan.

Phân tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response):

Dựa trên kiểm định mô hình tự hồi quy vector (VAR) nêu trên, hàm

phản ứng đẩy được sử dụng để xác định phản ứng của chỉ số HNX-Index

trước các cú sốc của các nhân tố vĩ mô được lựa chọn trong nghiên cứu.

Hình 2.19 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc từ chính nó

Nguồn: Tính toán của tác giả

Từ kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy cho thấy chỉ số HNX-Index

chịu ảnh hưởng mạnh nhất bởi cú sốc từ chính nó, phản ứng của chỉ số HNX-

Index trước các cú sốc của cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI),

chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX), lãi suất (IR) và giá dầu (OIL)

là thấp, cụ thể như sau:

Hình 2.20 : Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc cung tiền (M2)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực của cung tiền (M2) đến chỉ số HNX-Index được tìm

thấy, theo đó cú sốc từ cung tiền (M2) có tác động làm tăng chỉ số HNX-

Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể

hiện rõ nhất từ chu kì 1 đến chu kì 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến về

0 tại chu kỳ 3. Khi cung tiền (M2) tăng tạo dư thừa tổng phương tiện thanh

toán dòng tiền chảy vào TTCK, làm tăng chỉ số HNX-Index. Tác động này

thể hiện rõ nhất trong giai đoạn TTCK Việt Nam bùng nổ năm 2006-2007,

mức tăng cung tiền của Việt Nam khoảng 91.93% gấp 3.6 lần mức tăng

trưởng GDP (25.1%), riêng năm 2007 để mua lại hơn 10.000 tỷ USD thì

NHNN đã bỏ ra gần 180.000 tỷ đồng (khoảng 14% GDP). Những năm gần

đây, với mục tiêu ưu tiên kiểm chế lạm phát, Chính phủ chủ trương ổn định

cung tiền, biên độ dao động cung tiền (M2) thấp nên không ảnh hưởng nhiều

đến TTCK.

Hình 2.21: Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc chỉ số sản xuất

công nghiệp (IPI)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Cú sốc trong chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) hầu như không tác

động đến chỉ số HNX-Index. Kết quả này ngược lại với lý thuyết kinh điển đó

là : khi nền kinh tế tăng trưởng, thu nhập của DN tăng lên, NĐT dự đoán DN

sẽ chia cổ tức cao, thu hút NĐT tham gia vào TTCK. Thêm vào đó, nhu cầu

mở rộng hoạt động SXKD tăng, các DN huy động thêm vốn thông qua kênh

TTCK. Tất cả điều này làm cho chỉ số HNX-Index tăng. Một trong những

nguyên nhân có thể xuất phát từ cách tính chỉ số sản xuất công nghiệp của

Việt Nam chưa phản ánh đúng, đại diện cho hoạt động kinh tế thực. Ngoài ra,

số lượng các DN thuộc ngành công nghiệp niêm yết trên TTCK Việt Nam còn

thấp với tỷ trọng vốn hóa thị trường chỉ đạt khoảng 10,4% nên chưa tác động

nhiều đến chỉ số giá chứng khoán.

Hình 2.22: Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc chỉ số giá tiêu

dùng (CPI)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tiêu cực từ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đến chỉ số HNX-

Index được tìm thấy, theo đó cú sốc trong chỉ số giá tiêu dùng (CPI) có tác

động làm giảm chỉ số HNX-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác

động này không tức thời, thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 4 sau đó tiến

về 0. Khi lạm phát tăng, giá cả hàng hóa tăng ảnh hưởng đến giá thành sản

xuất của các DN trong khi giá bán sản phẩm chưa kịp thay đổi, thu nhập của

DN bị sụt giảm. Bên cạnh đó, lạm phát tăng, đồng tiền mất giá, do tâm lý sợ

rủi ro người dân có xu hưởng đầu tư vào các tài sản như vàng, ngoại tệ, bất

động sản,…Tất cả điều này làm cho TTCK trở nên kém hấp dẫn, làm giảm

chỉ số HNX-Index. Tác động này thấy rõ nhất vào năm 2008 khi lạm phát VN

cũng lên tới đỉnh điểm là 19.89%, TTCK Việt Nam đứng nhất nhì thế giới về

tốc độ sụt giảm chỉ số giá chứng khoán dẫn đến có thời điểm chỉ số HNX-

Index dưới mức 100 điểm. Sau đó, với các biện pháp kiềm chế lạm phát mạnh

từ phía Nhà nước, tỷ lệ lạm phát được giữ ổn định không có nhiều biến động

lớn.

Hình 2.23: Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc tỷ giá hối đoái

(EX)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực từ tỷ giá hối đoái (EX) đến chỉ số HNX-Index được

tìm thấy, theo đó cú sốc trong tỷ giá hối đoái (EX) có tác động làm tăng chỉ số

HNX-Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời,

thể hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng giảm dần tiến

về 0 tại chu kỳ 3. Nguyên nhân do tỷ giá hối đoái được NHNN giữ tương đối

cứng nhắc đảm bảo ổn định kinh tế, kiểm soát lạm phát, tạo tâm lý an tâm cho

DN và NĐT. Chỉ từ cuối năm 2008 trở lại đây thì NHNN mới có đợt điều

chỉnh tỷ giá với biên độ lớn hơn, cụ thể lần phá giá gần đây nhất là khoảng

9.3%. Do đó, tác động của tỷ giá hối đoái (EX) lên chỉ số giá chứng khoán

không lớn.

Hình 2.24: Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc lãi suất (IR)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Hiệu ứng tích cực của lãi suất (IR) đến chỉ số HNX-Index được tìm

thấy, theo đó cú sốc trong lãi suất (IR) có tác động làm tăng chỉ số HNX-

Index nhưng mức độ tác động không lớn. Tác động này không tức thời, thể

hiện rõ nhất từ chu kỳ 1 đến chu kỳ 2 và sau đó có xu hướng tiến dần về 0 tại

chu kỳ 3. Điều này là do lãi suất cho vay tại Việt Nam đang giảm dần xuống

mức hợp lý qua nhũng năm gần đây nhờ lạm phát được kiềm chế và tăng

trưởng tín dụng thấp, không những làm giảm chi phí vốn cho nền kinh tế nói

chung và các DN niêm yết nói riêng, mà còn làm tăng khả năng tiếp cận vốn

cho các DN. Điều này là cơ sở để khơi thông dòng chảy tín dụng, giúp các

DN giải quyết bài toán về vốn cho hoạt động sản xuất - kinh doanh. Khi hiệu

quả kinh doanh của DN cải thiện, sẽ có tác động tích cực lên giá cổ phiếu.

Mặt khác, khi lãi suất giảm sẽ làm giảm mức độ hấp dẫn tương đối của các

công cụ đầu tư như gửi tiết kiệm - vốn khá nóng tại Việt Nam trong thời gian

qua, so với các các kênh đầu tư thay thế khác như chứng khoán, bất động sản.

Khi đó, một dòng vốn nhàn rỗi sẽ chuyển sang các tài sản rủi ro hơn để tìm

kiếm lợi nhuận kỳ vọng cao hơn.

Hình 2.25: Phản ứng của chỉ số HNX-Index trƣớc cú sốc giá dầu (OIL)

Nguồn: Tính toán của tác giả

- Cú sốc trong giá dầu (OIL) gần như không tác động đến chỉ số HNX-

Index. Nguyên nhân do thực chất biến động giá xăng dầu khi thể hiện ra trên

thị trường Việt Nam chịu nhiều sự can thiệp từ phía Nhà nước, nên tín hiệu

phát ra từ nhân tố này đã bị bóp méo.

Phân tích phân rã phƣơng sai (Variance Decomposition):

Để phân tích mức độ đóng góp của các cú sốc trong các nhân tố vĩ mô

được lựa chọn đối với chỉ số HNX-Index cũng như khẳng định lại các kết quả

từ hàm phản ứng đẩy, tác giả sử dụng thêm phân tích phân rã phương sai, cụ

thể như sau:

Nguồn : Tính toán của tác giả

Theo kết quả phân rã phương sai nêu trên cho thấy chỉ số HNX-Index

chịu tác động mạnh nhất bởi chính nó ngay tại thời điểm đầu tiên là 100% và

đến kì thứ 12 là (96,4065%). Các biến kinh tế vĩ mô còn lại tác động rất yếu

đến chỉ số HNX-Index cao nhất trong cả 12 kỳ chỉ có: cung tiền (M2)

(0.4775%), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) (0.0702%), chỉ số giá tiêu dùng

(CPI) (1.3872%), tỷ giá hối đoái (EX) (0.2840%), lãi suất (IR) (1.1007%), giá

dầu (OIL) (0.2834%).

2.4. Đánh giá chung thực trạng tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến

chỉ số giá chứng khoán Việt Nam:

Mục tiêu của luận văn không chỉ xác định các nhân tố vĩ mô ảnh hưởng

đến chỉ số giá chứng khoán mà còn xác định mức độ tác động giữa 6 nhân tố

vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán trên TTCK Việt Nam. Để giải quyết các vấn

đề nêu trên, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định mô hình tự

hồi quy vector (VAR). Bên cạnh đó, phân tích hàm phản ứng đẩy và phân rã

phương sai cũng được sử dụng để giải thích mức độ ảnh hưởng của các cú sốc

trong các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán.

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho kết quả là tại Sở giao dịch

chứng khoán TP.HCM và Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội tất cả các chuỗi

chỉ số VN-Index, chỉ số HNX-Index, cung tiền (M2), chỉ số sản xuất công

nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EX) và giá dầu (OIL)

đều dừng ở sai phân bậc 1 ngoại trừ chuỗi lãi suất (IR) dừng ngay tại chuỗi dữ

liệu gốc.

Từ kết quả hồi quy với mô hình tự hồi quy vector (VAR), tác giả thực

hiện phân tích hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai thì nhận thấy sự biến

động của cả 2 chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-Index đều chịu ảnh hưởng

nhiều nhất bởi tác động của chính bản thân nó. Mặc dù các biến kinh tế vĩ mô

có tác động đến chỉ số VN-Index và chỉ số HNX-Index nhưng mức độ tác

động thấp (dưới 3%) cho thấy sự phát triển của TTCK Việt Nam còn thấp,

chưa tương xứng với quy mô nền kinh tế, giá chứng khoán chưa phản ánh

được những thông tin kinh tế và thông tin doanh nghiệp, cụ thể như sau:

Bảng 2.13: Tổng hợp kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy và phân rã

phƣơng sai:

Sở giao dịch chứng Sở giao dịch chứng

khoán TP.HCM khoán Hà Nội

Mức độ Mức độ Tác động Tác động tác động tác động Biến Ký hiệu của cú sốc của cú sốc của cú sốc của cú sốc (Hàm (Hàm (Phân rã (Phân rã phản ứng phản ứng phƣơng phƣơng đẩy) đẩy) sai) sai)

1.0521% 0.4775% Cung tiền M2 + +

Chỉ số sản

xuất công IPI 0.2748% 0.0702% 0 0

nghiệp

Chỉ số giá CPI - - 2.3018% 1.3872% tiêu dùng

Tỷ giá hối EX + + 2.5718% 0.2840% đoái

Lãi suất IR + + 2.1053% 1.1007%

Giá dầu OIL 0 0 0.5195% 0.2834%

Nguồn : Tác giả tự tổng hợp

Nguyên nhân xuất phát từ:

- Sau hơn 13 năm hoạt động, tổng giá trị vốn hoá thị trường đã tăng

nhanh qua các năm, từ trên dưới 1 nghìn tỷ đồng cuối năm 2005, lên khoảng

900 nghìn tỷ đồng cuối tháng 4/2013. Tỷ lệ vốn hoá thị trường cuối tháng

4/2013 đạt khoảng 27,9% GDP, cao hơn con số tương ứng của năm 2006

(22,7%). Tuy nhiên, đây cũng là tỷ lệ còn thấp so với một số nước trong khu

vực và trên thế giới, vì thế TTCK Việt Nam mới chỉ được đánh giá là TTCK

cận biên, chưa trở thành hàn vũ biểu của nền kinh tế, chưa được xếp vào

nhóm thị trường mới nổi.

Hình 2.26: Mức vốn hóa thị trƣờng/GDP của TTCK Việt Nam so

với các nƣớc trong khu vực và mức trung bình thế giới

Nguồn : www.data.worldbank.org

- Khối lượng NĐT cá nhân lớn hơn rất nhiều so với NĐT tổ chức. Giai

đoạn thị trường tăng mạnh cũng là giai đoạn mà lượng tài khoản NĐT tăng

mạnh, trên HOSE lượng tài khoản NĐT tăng từ 13.520 tài khoản năm 2002

lên 106.393 tài khoản năm 2006 và 349.402 tài khoản năm 2007, tính đến

tháng 04/2013 toàn thị trường hiện có khoảng 1 triệu tài khoản của NĐT. Con

số này chưa phải là nhiều so với quy mô dân số lao động của Việt Nam song

lại chủ yếu là các NĐT cá nhân, số NĐT tổ chức còn chiếm tỷ trọng rất nhỏ

(dưới 10%), ngược với xu thế của TTCK các nước phát triển. Do các NĐT cá

nhân chiếm tỷ trọng lớn trên thị trường, tính đầu tư phong trào, đầu tư theo

đám đông còn khá nặng, dẫn đến sự sụt giảm trong nhiều trường hợp là thái

quá….nhất là khi trình độ, tính chuyên nghiệp trong đánh giá, phân tích cơ

hội đầu tư và sự kiên trì của NĐT còn thấp cũng khiến thị trường thiếu sức

hút.

- Thông tin trên các báo cáo tài chính của DN còn nghèo nàn do theo

quy định các DN chỉ phải công bố các báo cáo tài chính bắt buộc như bảng

cân đối kế toán, báo cáo kết quả hoạt động kinh doanh, báo cáo lưu chuyển

tiền tệ và bảng thuyết minh báo cáo tài chính. Như vậy, có thể thấy các báo

cáo thường niên chưa có phần phân tích của DN về kết quả hoạt động kinh

doanh, phân tích rủi ro kinh doanh và tài chính mà DN đang gặp,…. Bên cạnh

đó, thông tin trên các báo cáo tài chính thường niên chưa phản ánh chính xác

tình hình sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp, thậm chí báo cáo kết quả

kinh doanh của DN các quý và năm, trước kiểm toán và sau kiểm toán có

nhiều chênh lệch khiến các NĐT gặp khó khăn trong việc so sánh để đưa ra

các quyết định đầu tư. Chính từ những vấn đề nêu trên, DN thiếu tin tưởng

vào các báo cáo tài chính mà DN công bố, coi trọng các thông tin thị trường

hơn dẫn đến tâm lý đầu tư theo phong trào.

- Hàng hóa trên thị trường còn hạn chế. Hàng hóa hạn chế khiến NĐT ít

có cơ hội để lựa chọn hàng hóa cho danh mục đầu tư của mình. Sở hữu cổ

phần nhà nước vẫn còn cao trong các công ty niêm yết mà số cổ phần này ít

được giao dịch trên thị trường, nên khi nhu cầu tăng mạnh thì thị trường dễ

rơi vào khan hiếm hàng hóa. Do lo sợ phải đứng ngoài thị trường khi thị

trường tăng nên nhiều NĐT cố gắng mua vào bằng mọi giá, đẩy giá tăng

mạnh hơn và thanh khoản cạn kiệt ở nhiều phiên giao dịch năm 2006 và năm

2007, hành vi bầy đàn góp phần không nhỏ vào việc tạo nên bong bóng giá

chứng khoán trong năm 2006 và 2007, giá các chứng khoản tăng cao qua mức

và sau đó sụt giảm từ năm 2008 đến nay, thậm chí nhiều loại chứng khoán

còn thấp dưới mức mệnh giá quy định là 10.000 VND/cổ phiếu.

- TTCK là kênh huy động vốn dài hạn ; là chỉ báo quan trọng của kinh

tế vĩ mô, nên mọi diễn biến trên thị trường đều tác động đến ổn định kinh tế vĩ

mô; ngược lại, ổn định kinh tế vĩ mô sẽ tác động đến thị trường chứng khoán.

Tuy nhiên, không thể chối bỏ một sự thật là suốt hơn thập kỷ qua, kinh tế vĩ

mô Việt Nam luôn trong tình trạng bất ổn. Những tác động từ bên ngoài luôn

khiến nền kinh tế chao đảo bởi sức đề kháng của nó còn yếu, hay chỉ cần tác

động từ thiên tai, dịch bệnh cũng có thể thổi lên những bất ổn, trong đó có

lạm phát. Sự mất cân đối nghiêm trọng giữa tiết kiệm và đầu tư lâu nay đã

đẩy nền kinh tế luôn phải đối mặt với thâm hụt cán cân thương mại, thâm hụt

ngân sách nhà nước và nợ công tăng mạnh. Hệ lụy tất yếu là lạm phát dâng

cao, theo đó là sự bất ổn của tỷ giá, lãi suất, …dẫn đến nền kinh tế bị đình trệ,

tiếp theo là sự đổ vỡ lòng tin của dân chúng. Những thành quả kinh tế hình

thức, nhất thời trong một vài năm gần đây nhanh chóng bị xóa nhòa bởi sự bất

ổn kinh tế vĩ mô dai dẳng.

Kết luận chƣơng 2:

Qua kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định mô hình VAR và từ kết quả

phân tích phân rã phương sai và hàm phản ứng đẩy cho thấy mặc dù các biến

kinh tế vĩ mô được lựa chọn có mối quan hệ với chỉ số giá chứng khoán trên

TTCK Việt Nam nhưng mức độ ảnh hưởng là thấp (< 3%). Điều đó cho thấy

TTCK Việt Nam chưa thực sự hiệu quả, chưa phản ánh được tình hình kinh tế

đất nước nói chung cũng như tình hình hoạt động kinh doanh của DN nói

riêng.

CHƢƠNG 3 : GIẢI PHÁP HẠN CHẾ SỰ TÁC ĐỘNG BẤT THƢỜNG

CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ NHẰM PHÁT TRIỂN TTCK

VIỆT NAM

3.1. Định hƣớng phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong thời

gian tới:

Trong thời gian tới, định hướng phát triển TTCK Việt Nam vừa phải kế

thừa những nội dung tốt nhằm duy trì sự ổn định, mặt khác phải xác định các

điểm đột phá nhằm thúc đẩy sự phát triển theo một quỹ đạo an toàn và bền

vững hơn, phù hợp hơn với thông lệ quốc tế, đáp ứng nhu cầu của thị trường

và nhu cầu của cả nền kinh tế, cụ thể như sau:

- Tăng quy mô, củng cố tính thanh khoản cho TTCK, phấn đấu đưa

tổng giá trị vốn hóa thị trường cổ phiếu đạt khoảng 70% GDP vào năm 2020.

- Tăng tính hiệu quả cho thị trường trên cơ sở tái cấu trúc mô hình tổ

chức TTCK theo hướng cả nước chỉ có 1 Sở giao dịch chứng khoán và từng

bước cổ phần hóa Sở giao dịch chứng khoán để đảm bảo sự thống nhất trong

hoạt động, thuận tiện trong việc nâng cao năng lực quản trị và thu hút vốn từ

các thành viên thị trường; hiện đại hóa cơ sở hạ tầng, chuyên nghiệp hóa việc

tổ chức và vận hành hạ tầng CNTT; đa dạng hóa phương thức giao dịch và

sản phẩm nghiệp vụ của Sở giao dịch chứng khoán, Trung tâm Lưu ký chứng

khoán.

- Nâng cao sức cạnh tranh của các định chế trung gian thị trường, các tổ

chức phụ trợ cho TTCK Việt Nam, trong giai đoạn tới, hệ thống các tổ chức

trung gian chứng khoán phải được củng cố, chuyên nghiệp hơn, có đủ năng

lực tài chính, công nghệ và nguồn nhân lực, để có thể cạnh tranh với các tổ

chức kinh doanh chứng khoán quốc tế.

- Tăng cường năng lực quản lý, giám sát, thanh tra, xử lý vi phạm và

cưỡng chế thực thi của cơ quan quản lý nhà nước trong lĩnh vực chứng khoán,

củng cố lòng tin của NĐT.

- Chủ động hội nhập quốc tế, phù hợp với trình độ phát triển của thị

trường, từng bước thu hẹp về khoảng cách phát triển giữa TTCK Việt Nam so

với các thị trường khác trong khu vực và trên thế giới.

3.2. Giải pháp hạn chế sự tác động bất thƣờng của các nhân tố kinh tế vĩ

mô nhằm phát triển TTCK Việt Nam:

Trên cơ sở kết quả phân tích ở chương 2, luận văn đề xuất một số ý

kiến cho việc xây dựng và hoàn thiện các chính sách điều hành và quản lý

kinh tế vĩ mô góp phần ổn định thị trường chứng khoán Việt Nam, cụ thể như

3.2.1.Nhóm giải pháp liên quan đến chính sách kinh tế vĩ mô:

Để TTCK Việt Nam thực sự trở thành hàn thử biểu của nền kinh tế,

phản ánh được những kỳ vọng sẽ xảy ra trong nền kinh tế thì việc ban hành

các chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ không chỉ hướng đến việc điều

hành nền kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến sự phát triển bền vững cho

TTCK. Trong quá trình nghiên cứu đề xuất và sửa đổi các chính sách kinh tế

vĩ mô nói chung và TTCK nói riêng, cần nghiên cứu hành vi của các chủ thể

kinh tế có thể ảnh hưởng đến việc ra các quyết định kinh tế cũng như giá cả

thị trường ra sao, đó chính là việc ứng dụng của tài chính học hành vi trong

quản lý bởi vì trên thực tế các NĐT không phải luôn luôn hành động theo lý

trí. Vì vậy ngoài những nền tảng pháp luật cơ bản để xây dựng các chính sách,

các nhà hoạch định chính sách không nên xem nhẹ tác động mang tính hiệu

ứng đám đông khi ban hành, điều chỉnh các chính sách nói chung và quản lý

TTCK nói riêng.

Đồng thời, từ kết quả phân tích của luận văn cho thấy các nhân tố vĩ

mô: chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, cung tiền, lãi suất, tỷ

giá hối đoái có tác động đến chỉ số giá chứng khoán, mặc dù mức độ ảnh

hưởng là thấp. Trong tương lai, TTCK Việt Nam sẽ ngày càng phát triển, việc

ổn định các chính sách kinh tế vĩ mô sẽ hỗ trợ tốt, tạo điều kiện cho bước phát

triển của TTCK. Do đó, nhà nước cần thực hiện:

- Khi cung tiền tăng sẽ tạo điều kiện cho dòng tiền chảy vào TTCK,

làm TTCK tăng trưởng. Tuy nhiên, việc mở rộng cung tiền sẽ có khả năng

làm lạm phát tăng cao. Do đó, Chính phủ cần phải có chính sách tiền tệ hợp lý

trong từng giai đoạn, đảm bảo nới lỏng tiền tệ khi lạm phát đã được kiểm soát

chặt chẽ.

- Khi sản lượng công nghiệp tăng, nền kinh tế tăng trưởng, triển vọng

đầu tư khả quan, các DN nhiều khả năng có lợi nhuận cao, dẫn đến thu hút

dòng vốn đầu tư vào TTCK. Mặt khác, để mở rộng hoạt động SXKD, nhu cầu

huy động vốn qua kênh TTCK của các DN cũng tăng, sản phẩm giao dịch trên

thị trường sẽ hấp dẫn NĐT hơn. Vì thế, việc thúc đẩy gia tăng sản lượng công

nghiệp thông qua các giải pháp như thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài

vào các ngành sản xuất công nghiệp, tạo điều kiện và có các gói hỗ trợ từ phía

nhà nước đối với các DN sản xuất, nhất là các DN sản xuất ngành hàng xuất

khẩu và các DN sản xuất mặt hàng thay thế hàng nhập khẩu,….sẽ góp phần

phát triển TTCK.

- Lạm phát tăng cao luôn là dấu hiệu cho thấy nền kinh tế đang nóng,

báo hiệu sự tăng trưởng kém bền vững, trong khi TTCK như chiếc nhiệt kế đo

sức khỏe nền kinh tế. NĐT ngại rủi ro khi đầu tư vào TTCK do đồng tiền mất

giá, có khuynh hướng chuyển sang nắm giữ vàng, bất động sản, ngoại tệ

mạnh,…khiến một khối lượng vốn nhàn rỗi của xã hội chuyển sang kênh đầu

tư khác dù kênh đầu tư đó nằm ngoài quỹ đạo quản lý của Nhà nước. Điều

này làm cho DN bị thiếu vốn đầu tư, hoạt động SXKD bị đình trệ. TTCK

không còn hấp dẫn đối với NĐT. Để có thể kiềm chế lạm phát thành công thì

điều đầu tiên là nhà nước cần phải dự báo tương đối chính xác mức độ lạm

phát mà nền kinh tế phải đối mặt, có chính sách điều hành giá các các mặt

hàng chủ lực như giá điện, giá xăng dầu, …phù hợp theo từng thời kì, lạm

phát ở Việt Nam có nguyên nhân chủ yếu xuất phát từ yếu tố tiền tệ nên việc

thực hiện chính sách tiền tệ phù hợp để kiềm chế lạm phát là thiết yếu.

- Khi lãi suất cho vay của NHTM tăng sẽ đẩy chi phí đầu vào và giá

thành sản phẩm tăng lên, làm suy giảm lợi nhuận cũng như khả năng cạnh

tranh của DN, gây ra tình trạng thua lỗ, phá sản trong hoạt động SXKD. Xu

hướng tăng lãi suất ngân hàng sẽ luôn đi liền với xu hướng cắt giảm, thu hẹp

quy mô và phạm vi của các hoạt động SXKD trong nền kinh tế. Ngược lại,

khi lãi suất ngân hàng giảm sẽ tạo điều kiện cho DN giảm chi phí, hạ giá

thành, nâng cao hiệu quả kinh doanh và khả năng cạnh tranh. Lãi suất cho vay

thấp luôn là động lực khuyến khích các DN mở rộng đầu tư, phát triển các

hoạt động SXKD và qua đó kích thích tăng trưởng trong toàn bộ nền kinh tế.

Đồng thời, lãi suất cho vay giảm thường kèm theo lãi suất huy động giảm,

việc này sẽ thu hút NĐT tham gia vào TTCK do NĐT chuyển từ gửi tiền tiết

kiệm trong ngân hàng sang kênh đầu tư chứng khoán mang lại lợi nhuận hấp

dẫn hơn. Do đó, để giảm lãi suất thúc đẩy thị trường đi lên, Ngân hàng Nhà

nước nên là người tổ chức, giám sát để duy trì một thị trường lãi suất bình ổn

theo hướng giảm lãi suất bằng các quy định cụ thể, chế tài nghiêm ngặt là rất

cần thiết.

- USD là một ngoại tệ có giá trị mạnh so với VND, giá cả nhiều sản

phẩm căn cứ trên USD để định giá, DN ưa chuộng lựa chọn đồng USD cho

các giao dịch thanh toán, người dân có tâm lý nắm giữ USD khi lo ngại VND

mất giá. Những điều trên đã dẫn đến khi tỷ giá USD/VND dao động với biên

độ lớn, sẽ gây hoang mang cho các NĐT khi họ xem đó như tín hiệu nền kinh

tế đang trong tình trạng bất ổn, TTCK không thu hút được NĐT tham gia thị

trường do tâm lý sợ rủi ro. Do đó, để ổn định tỷ giá hối đoái, Chính phủ nên

kiểm soát tỷ giá theo hướng ổn định, tránh để xảy ra những biến động bất

thường để DN an tâm sản xuất, NĐT an tâm đầu tư. Ngoài ra, NHNN cũng

nên thực hiện thanh toán quốc tế bằng các ngoại tệ khác, thay thế đồng USD

để giảm áp lực cung tiền lên ngoại tệ này. Đồng thời, Chính phủ có chính

sách phát triển thị trường phái sinh, tạo điều kiện cho các DN, đặc biệt là các

DN xuất nhập khẩu thực hiện các công cụ phái sinh như hợp đồng kỳ hạn,

hợp đồng quyền chọn,…để phòng ngừa rủi ro tỷ giá, vấn đề cung cầu ngoại tệ

không gây trở ngại cho hoạt động sản xuất kinh doanh nên chứng khoán các

DN này tăng trưởng ổn định hơn.

3.2.2. Nhóm giải pháp liên quan đến chính sách tiền tệ và chính

sách tài khóa:

Kinh nghiệm quốc tế cho thấy, các nền kinh tế mới phát triển với các

ngành công nghiệp và thị trường tài chính - tiền tệ non trẻ thì các giải pháp

quá "sốc" thường ít được áp dụng và nếu có thì nó thường dễ gây tổn thương

cho thị trường. Đối với Việt Nam, các giải pháp của Chính phủ nhằm cố gắng

chặn đứng lạm phát là đúng nhưng rõ ràng phản ánh năng lực dự báo còn hạn

chế của các cơ quan có liên quan trước các diễn biến phức tạp hiện nay. Sự

phản ứng chính sách mang tính nhất thời dường như đang tác động ngược lại

với các mục tiêu lớn và nhất là có thể càng tạo nên những cú sốc đối với thị

trường tiền tệ, TTCK. Với diễn biến kinh tế vĩ mô, thị trường tiền tệ và chứng

khoán hiện nay, các chính sách của Chính phủ cần ưu tiên ổn định tiền tệ và

phải bảo đảm đồng thời kích thích được TTCK và không làm đình trệ thị

trường tiền tệ. Phản ứng của thị trường vừa qua cho thấy, Chính phủ không

nên dựa quá nhiều vào chính sách tiền tệ (bằng cách sử dụng các liệu pháp

quá mạnh thắt chặt tiền tệ) mà cần có sự phối hợp với các chính sách tài khóa

và có các giải pháp phù hợp thực hiện đồng bộ.

Mục tiêu cuối cùng của chính sách tiền tệ là ổn định bền vững, còn mục

tiêu cuối cùng của chính sách tài khóa là đạt đến một chính sách ngân sách

minh bạch, tạo sự ổn định sản lượng, cải thiện phân bổ nguồn lực và kiểm

soát ảnh hưởng của phân phối. Hai chính sách này có mối quan hệ mật thiết,

ràng buộc lẫn nhau và tác động đến nền kinh tế và hệ thống thị trường tài

chính. Nếu quản lý tài khóa yếu kém, sẽ tăng kỳ vọng lạm phát, có thể làm

tăng lãi suất và cung tiền, điều này ảnh hưởng lớn đến việc vay nợ của Chính

phủ trên TTCK. Ngược lại, lạm phát và lãi suất tăng cao, không những làm

giảm nguồn thu cho Chính phủ, mà còn làm cho giá chứng khoán biến động

mạnh theo xu hướng giảm, làm nản lòng NĐT trên thị trường do tính thanh

khoản của thị trường bị ảnh hưởng. Vì vậy, cần một sự nhận thức đúng và đầy

đủ về mối quan hệ giữa hai chính sách, nhằm tăng cường sự kết nối và giảm

xung đột giữa chúng để cùng đạt được mục tiêu đề ra.

3.2.3. Nhóm giải pháp liên quan đến hiệu quả thông tin:

Bên cạnh việc quan tâm đến các nhân tố và chính sách kinh tế vĩ mô

nhằm phát triển TTCK thì bản thân TTCK Việt Nam cũng cần hướng đến tính

hiệu quả về mặt thông tin. Có như vậy thì giá cả chứng khoán mới phản ánh

chính xác và kịp thời khi có thay đổi về chính sách kinh tế vĩ mô. Điều này

thể hiện mối tương quan: chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ cần quan

tâm để TTCK phát triển, TTCK phải ở dạng hiệu quả thì mới có thể phản ánh

những kỳ vọng từ chính sách đem lại, khi chính sách được thể hiện kết quả

đúng mức qua TTCK thì nội lực nền kinh tế gia tăng lại tạo điều kiện cho

chính sách càng thể hiện kết quả điều hành tốt hơn. TTCK phát triển đến lượt

nó lại phát tín hiệu đến các NĐT trong và ngoài nước về sự phát triển của nền

kinh tế, thu hút dòng vốn vào thị trường, lại tiếp tục tạo điều kiện cho các DN

trong nền kinh tế phát triển tốt hơn. Tóm lại, trên cơ sở mối tương quan trên,

nền kinh tế VN sẽ được tiếp thêm sức mạnh để ngày càng tăng trưởng ổn

định.

Để nâng cao hiệu quả về mặt thông tin cho thị trường chứng khoán,

những giải pháp sau được đề xuất:

- Tăng chất lượng và minh bạch thông tin: Để thông tin trong các báo

cáo tài chính thường niên có chất lượng thì bản thân các DN cần phải tuân thủ

các nguyên tắc hạch toán kế toán, không để xảy ra chênh lệch số liệu quá lớn

trước và sau kiểm toán. Các cơ quan chức năng cần phải cụ thể hóa các chuẩn

mực và hướng dẫn thực hành chi tiết để tạo sự đồng bộ trong công tác hạch

toán, lập báo cáo tài chính của DN và của kiểm toán viên.

- Tăng thêm nội dung thông tin trên báo cáo tài chính thường niên, ví

dụ như các cơ quan quản lý nên bổ sung quy định trong báo cáo thường niên

phải có phần phân tích của ban điều hành DN về tình hình hoạt động sản xuất

kinh doanh trong năm từ đó đưa ra những nguyên nhân và các giải pháp định

hướng tiếp theo, … giúp cho các NĐT nhận định, hiểu rõ hơn về tình hình

hoạt động thực tế của doanh nghiệp để đưa ra các quyết định mang tính cá

nhân phù hợp.

- Tăng cường công tác thanh tra, giám sát hoạt động của các tổ chức

tham gia thị trường, xử lý nghiêm các vi phạm về công bố thông tin, về tin

đồn gây bất lợi cho TTCK, về rò rỉ thông tin. Sự rò rỉ thông tin bất luận từ

khâu nào đều được coi là tệ hại và nguyên nhân cơ bản để tin đồn có “ đất”

lộng hành chính từ sự rò rỉ thông tin. Để có thể hạn chế được vấn nạn này, đòi

hỏi các cơ quan quản lý nhà nước phải : rà soát lại thông tư của Bộ Tài chính

hướng dẫn về việc công bố thông tin và áp dụng thống nhất cho việc công bố

thông tin trên thị trường; tăng cường kiểm tra, giám sát, xử lý nghiêm khắc

việc công bố thông tin chậm, công bố thông tin không chính xác, để rò rỉ

thông tin bất luận là tổ chức hay cá nhân; xử lý nghiêm khắc các cá nhân, tổ

chức, DN sử dụng phương tiện truyền thông đưa thông tin sai lệch, hoặc

thông tin bất lợi cho thị trường mà không rõ nguồn gốc; nhà nước cần có

thông điệp rõ ràng, minh bạch về việc điều hành các chính sách kinh tế-tài

chính cũng như thông tin vĩ mô để mọi người dân biết, hiểu đúng và chấp

hành nghiêm túc; cải tiến và nâng cao chất lượng công tác tuyên truyền để

người dân tiếp cận được thông tin kịp thời về cơ chế chính sách của nhà nước

nói chung và TTCK nói riêng.

- Sớm nâng cấp cơ sở hạ tầng để chuyển đổi từ hệ thống lưu ký hai cấp

sang hệ thống lưu ký một cấp, giúp các cơ quan chức năng quản lý trực tiếp

tài khoản của từng NĐT chứ không chỉ quản lý tài khoản tổng hợp của thành

viên lưu ký như hiện nay, góp phần sớm phát hiện các giao dịch đáng nghi

xảy ra.

- Nâng cao tính chuyên nghiệp của các NĐT, đặc biệt là các NĐT cá

nhân. Việc tăng cường hiểu biết của NĐT về TTCK và khả năng phân tích

thông tin giúp họ tự ra quyết định phù hợp, kiên định với mục tiêu đầu tư

tương ứng với mức độ chấp nhận rủi ro của mình, tránh hành động mù quáng

theo những tin đồn thất thiệt trên thị trường.

3.2.4. Nhóm giải pháp liên quan đến cung cầu chứng khoán:

- Khuyến khích phát triển các NĐT tổ chức bao gồm nhiều loại hình

quỹ khác nhau như quỹ hưu bổng, quỹ tương hỗ,…Với quy trình định giá

chuyên nghiệp, trình độ chuyên môn cao và kỷ luật đầu tư nghiêm ngặt, các

NĐT tổ chức sẽ giúp TTCK hoạt động hiệu quả hơn.

- Tăng nguồn cung cho thị trường từ các DNNN cổ phần hóa: trên lý

thuyết việc đăng ký niêm yết hay không thuộc về đại hội đồng cổ đông công

ty. Nhưng do đặc trưng các CTCP Việt Nam hầu hết xuất phát từ quá trình cổ

phần hóa DNNN, quyền lực chi phối thực sự phần lớn vẫn thuộc về các cổ

đông nhà nước. Xuất phát từ tâm lý sợ mất quyền lợi, sợ phải đối mặt với

minh bạch hóa thông tin nên việc niêm yết rất ít được xem xét tới trong các

kỳ đại hội cổ đông của các DN này. Để thay đổi được điều này nhất thiết phải

có những biện pháp mạnh tương tự như quá trình cổ phần hóa. Tuy nhiên việc

tăng cung cũng cần diễn ra thận trọng từng bước. Bản chất thị trường là nơi

gặp gỡ cung - cầu, giá cả được xác định trên quan hệ này. Khi đã có lượng

cầu tương ứng, chắc chắn lượng cầu này cũng chỉ tập trung vào những cổ

phiếu tốt. Thực tế TTCK Việt Nam đã chứng minh có nhiều công ty niêm yết

lâu năm trên thị trường nhưng khối lượng giao dịch rất khiêm tốn là bài học

cần rút kinh nghiệm. Như vậy, cùng với việc tăng cung cho thị trường, thì cần

tăng cung có chất lượng như tạo điều kiện cho các NĐT chiến lược (trong và

ngoài nước) mua chứng khoán của các DN Việt Nam để các DN Việt Nam cải

thiện nhanh hơn về năng lực tài chính, chất lượng quản trị DN. Thực tế tại

một số NHTM cổ phần có yếu tố nước ngoài cho thấy, khi có sự tham gia của

NĐT nước ngoài với tỷ lệ cao, các NHTM đã nhanh chóng xóa đi những yếu

kém về năng lực tài chính, trình độ công nghệ, cùng chia sẻ vì lợi ích của cả

hai bên.

- Phát triển thị trường phái sinh là tất yếu cho xu thế phát triển bền

vững của TTCK: Chứng khoán phái sinh là các công cụ tài chính phái sinh có

nguồn gốc từ chứng khoán và có quan hệ chặt chẽ với chứng khoán gốc. Đây

chính là công cụ tài chính đa năng và là công cụ quan trọng được sử dụng một

cách linh hoạt để giúp các DN, các NĐT trên TTCK xử lý rủi ro về giá cả

chứng khoán và giúp NĐT tìm kiếm lợi nhuận. Tuy nhiên, việc phát triển

TTCK phái sinh tại Việt Nam vẫn còn nhiều bất cập như chính sách quản lý

rủi ro thị trường của nhiều công ty chứng khoán tại Việt Nam vẫn chưa đủ

chuẩn để tham gia vào thị trường, đòi hỏi nhiều kiến thức và kinh nghiệm

quản lý rủi ro để phòng ngừa các sự cố liên quan đến các sự kiện gây biến

động giá cao. Để xây dựng được một một TTCK phái sinh phát triển thì phải

thực hiện từng bước theo từng giai đoạn cụ thể, bắt đầu từ các sản phẩm đơn

giản trước khi đưa ra những sản phẩm phức tạp hơn đồng thời cần xây dựng

pháp chế, công nghệ và thu hút sự tham gia của nhiều thành viên nhằm xây

dựng thanh khoản đồng thời bảo đảm sự an toàn của hệ thống và tài chính của

các thành viên cũng như những thành phần tham gia thị trường. Các cơ quan

chức năng nên bắt đầu quan tâm tới việc lên kế hoạch để mời các chuyên gia

trong nước và nước ngoài chuẩn bị xây dựng khung pháp lý và các tổ chức

cần thiết như Trung tâm Bù trừ, quỹ bù trừ.

3.2.5. Nhóm giải pháp liên quan đến chỉ số giá chứng khoán:

Hai chỉ số chính trên TTCK là VN-Index và HNX-Index, chủ yếu được

xây dựng theo phương pháp bình quân trọng số vốn hóa thị trường lấy quyền

số là số cổ phiếu lưu hành hiện tại. Cách tính này tuy đơn giản và tiết kiệm

thời gian nhưng không phản ánh giá trị thực của cổ phiếu do chưa tính đến

lượng cổ phiếu thực sự tự do lưu hành trên thị trường, cũng như chưa hạn chế

sự ảnh hưởng quá mức của những cổ phiếu có tỷ trọng quá cao trong chỉ số.

Do đó, TTCK Việt Nam cần xây dựng thêm các chỉ số mới nhằm đáp

ứng nhu cầu thông tin, giao dịch đa dạng của nhà đầu tư, phản ánh toàn diện

hơn những phân khúc thị trường khác nhau bao gồm những công ty có quy

mô vốn hóa nhỏ, những công ty có quy mô vốn hóa trung bình và những công

ty có cùng nhóm ngành nghề. Để thực hiện được điều này, Nhà nước cần có

các biện pháp cụ thể sau:

- Cần có một tổ chức có uy tín và được Uỷ ban chứng khoán nhà nước

công nhận chính thức để tiến hành xây dựng và công bố hệ thống chỉ số giá

chứng khoán mới cho toàn TTCK Việt Nam.

- Xây dựng phương pháp tính chỉ số giá chứng khoán theo giá trị vốn

hóa có điều chỉnh tỷ lệ tự do chuyển nhượng (phương pháp free - float) nhằm

giảm thiểu những tác động bất thường và phản ánh sự vận động của thị trường

một cách trung thực hơn do chỉ xét các cổ phiếu được giao dịch trên thị

trường, có loại trừ các cổ phiếu do nhóm cổ đông chi phối, cổ đông chiến

lược, cổ đông sáng lập, cổ đông của Nhà nước hoặc các hạn chế về giao dịch

cổ phiếu khác (nếu có).

- Cần xây dựng cơ chế công bố thông tin hàng ngày về biến động cơ

cấu sở hữu của các DN niêm yết hoặc tỷ lệ cơ cấu sở hữu tại các ngày giao

dịch không hưởng quyền hoặc ngày chốt danh sách cổ đông.

- Nâng cấp hệ thống công nghệ thông tin hiệu quả cho TTCK nhằm

đảm bảo việc tính toán, công bố chỉ số giá chứng khoán được chính xác góp

phần tăng độ tin cậy cho các NĐT, nhà kinh tế khi thực hiện phân tích, nhận

định thị trường.

Điều quan trọng nhất là các giải pháp trên cần phải được kết hợp một

cách hài hòa, đồng bộ nhằm phát huy tối đa tác dụng trên TTCK Việt Nam.

Kết luận chƣơng 3:

Từ cơ sở lý luận ở chương 1 cũng như kết quả phân tích ở chương 2,

tác giả đã đưa ra các giải pháp góp phần phát triển TTCK Việt Nam. Việc bổ

sung nhóm giải pháp cho các nhân tố kinh tế vĩ mô và giải pháp hiệu quả về

mặt thông tin một phần nào làm cho TTCK phát triển và ổn định, giảm bớt

hành vi tâm lý bầy đàn tồn tại trên TTCK trong thời gian vừa qua.

KẾT LUẬN

Luận văn đã đạt được mục tiêu nghiên cứu là phân tích sự ảnh hưởng

của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán trên TTCK Việt

Nam kể từ khi hình thành và phát triển đến tháng 04/2013 qua việc phân tích

định tính và phân tích định lượng sử dụng mô hình tự hồi quy vector (VAR).

Kết hợp với phân tích hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai đã chứng

minh rằng TTCK Việt Nam hoạt động vẫn chưa hiệu quả, vẫn bị hành vi tâm

lý bầy đàn chi phối, mức độ ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô lên chỉ

số giá chứng khoán thấp, TTCK Việt Nam chưa phản ánh đúng tình hình của

nền kinh tế nói chung cũng như tình hình hoạt động của các DN Việt Nam nói

riêng. Từ kết quả phân tích có được tác giả đề xuất một số giải pháp nhằm ổn

định và phát triển TTCK Việt Nam trong thời gian tới.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

Danh mục tài liệu Tiếng Việt:

1. Bùi Kim Yến và Nguyễn Minh Kiều, 2011. Thị trường tài chính. TP.HCM:

Nhà xuất bản lao động - xã hội.

2. Công ty Chứng khoán Habubank, 2009. Thị trường chứng khoán Việt Nam

năm 2009 - Những yếu tố tích cực. Hà Nội, tháng 03/2009.

3. Công ty CP Chứng khoán Âu Việt, 2010. Báo cáo tổng kết thị trường

chứng khoán Việt Nam năm 2009 và dự báo năm 2010. TP. HCM, ngày

04/01/2010.

4. Công ty CP Chứng khoán Dầu khí, 2011. Báo cáo thị trường chứng khoán

năm 2010. Hà Nội, 2011.

5. Công ty CP Chứng khoán FPT, 2008. Báo cáo thị trường chứng khoán Việt

Nam năm 2007. Hà Nội, ngày 16/01/2008.

6. Công ty CP Chứng khoán FPT, 2009. Báo cáo thị trường chứng khoán Việt

Nam năm 2008. Hà Nội, ngày 20/01/20098.

7. Công ty CP Chứng khoán Kim Eng, 2013. Tổng quan thị trường chứng

khoán Việt Nam. TP.HCM, tháng 04/2013.

8. Công ty CP Chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam

(BSC), 2013. Thị trường chứng khoán Việt Nam 5 năm trong khủng hoảng.

Hà Nội, 2013.

9. Công ty CP Chứng khoán Rồng Việt, 2013. Báo cáo phân tích triển vọng

thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2013. TP.HCM, ngày 22/04/2013.

10. Công ty CP Chứng khoán Sen Vàng (GLS), 2009. Thị trường chứng

khoán Việt Nam năm 2008 dưới tác động kinh tế vĩ mô. TP. HCM, 2009.

11. Công ty CP Chứng khoán SME (SMES), 2011. Báo cáo nhận định thị

trường năm 2011. Hà Nội, ngày 10/01/2011.

12. Công ty CP Truyền thông Việt Nam (VCCorp), 2012. Thị trường chứng

khoán 2012: Trái táo độc của mụ phù thủy.< http://cafef.vn/thi-truong-chung-

khoan/thi-truong-chung-khoan-2012-trai-tao-doc-cua-mu-phu-thuy-

20121217034759360ca31.chn> [Ngày truy cập: 25 tháng 05 năm 2013]

13. Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

(VCBS), 2007. Báo cáo vĩ mô toàn cảnh thị trường năm 2006. Hà Nội, tháng

02/2007.

14. Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

(VCBS), 2011. Báo cáo vĩ mô và thị trường chứng khoán năm 2010-2011. Hà

Nội, ngày 10/01/2011.

15. Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

(VCBS), 2011. Báo cáo vĩ mô và thị trường chứng khoán năm 2011-2012. Hà

Nội, ngày 17/01/2012.

16. Công ty TNHH Chứng khoán Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam

(VCBS), 2013. Báo cáo kinh tế vĩ mô và thị trường quý 1/2013. Hà Nội, 2013

17. Công ty TNHH Một thành viên Chứng khoán Maybank Kim Eng

[Ngày

truy cập: 01 tháng 07 năm 2013]

18. Đào Lê Minh và cộng sự, 2002. Những vấn đề cơ bản về chứng khoán và

thị trường chứng khoán. Hà Nội: Nhà xuất bản chính trị quốc gia.

19. Dữ liệu Cơ quan thông tin năng lượng Mỹ

20. Dữ liệu Ngân hàng nhà nước Việt Nam

faces/vi/vim/vipages_trangchu/qlnh/tygia/tgbq?_afrLoop=10927372384400

&_afrWindowMode=0&_afrWindowId=127s1yrsyj_1#%40%3F_afrWindo

wId%3D127s1yrsyj_1%26_afrLoop%3D10927372384400%26_afrWindow

Mode%3D0%26_adf.ctrl-state%3D127s1yrsyj_245>

21. Dữ liệu Ngân hàng Thế giới

22. Dữ liệu Quỹ Tiền tệ quốc tế (IMF)

23.Dữ liệu Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

24. Dữ liệu Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM

25. Dữ liệu Tổng cục thống kê

26. Lan Hương và Tú Uyên, 2013. Hợp nhất sở giao dịch chứng khoán:

Những phác họa ban đầu < http://cafef.vn/thi-truong-chung-khoan/hop-nhat-

so-giao-dich-chung-khoan-nhung-phac-hoa-ban-dau-

20130131072036699ca31.chn> [Ngày truy cập: 30 tháng 06 năm 2013]

27. Lê Hoàng Tâm, 2011. Cơ hội đầu tư vào thị trường chứng khoán Việt

Nam giai đoạn 2012-2015 [Ngày truy cập: 25 tháng

05 năm 2013]

28. Lê Thị Huyền Diệu, 2008. Thị trường chứng khoán Việt Nam sau 7 năm

nhìn lại. Tạp chí ngân hàng, số 2 và 3.

29. Nghị định số 58/2012/NĐ-CP ngày 20/07/2012 của Chính phủ về việc

quy định chi tiết và hướng dẫn thi hành một số điều của Luật chứng khoán và

Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật chứng khoán có hiệu lực thi hành

từ ngày 15/09/2012.

30. Nguyễn Minh Kiều và cộng sự, 2013 Các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến

động của thị trường chứng khoán Việt Nam

khoan/Cac-yeu-to-kinh-te-vi-mo-va-bien-dong-cua-thi-truong-chung-khoan-

Viet-Nam/39027.tctc> [Ngày truy cập: 30 tháng 05 năm 2013]

31. Nguyễn Thị Liên Hoa và Trần Đặng Dũng, 2013. Nghiên cứu lạm phát tại

Việt Nam theo phương pháp SVAR. Tạp chí Phát triển và hội nhập. số 10

(20), trang 32-38.

32. Nguyễn Thị Mỹ Dung, 2013. Nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán

VN-Một số điểm cần lưu ý. Tạp chí Phát triển và hội nhập. số 8 (18), trang

42-46

33. Phạm Ngọc Tài, 2012. Tác động của các nhân tố lên giá chứng khoán.

Luận văn thạc sĩ. Đại học kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

34. Phạm Nguyễn Hoàng và Đặng Việt Dũng, 2010. Khả năng xây dựng chỉ

số giá cổ phiếu theo ngành trên TTCK Việt Nam

chi%20so%20nganh.pdf> [Ngày truy cập: 30 tháng 05 năm 2013]

35. Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo, 2013. Phân tích tác

động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN. Tạp chí phát

triển và hội nhập, số 8(18), trang 34-41.

36. Phòng nghiên cứu Vietstock, 2013. Chứng khoán Việt Nam năm 2012:

Bài học từ những đợt sóng bất ngờ.< http://vietstock.vn/2013/01/chung-

khoan-viet-nam-nam-2012-bai-hoc-tu-nhung-dot-song-bat-ngo-

582253087.htm> [Ngày truy cập: 30 tháng 06 năm 2013]

37. Phùng Thanh Bình. Hướng dẫn sử dụng Eviews trong phân tích dữ liệu và

hồi qui.

thanh-binh-chuong-2-huong-dan-su-dung-eviews-trong-phan-

tich.487490.html> [Ngày truy cập: 20/05/2013]

38. Quỹ đầu tư chứng khoán Việt Nam (VF1), 2012. Báo cáo thường niên

năm 2011. TP.HCM, 2012.

39. Quyết định số 252/QĐ-TTg ngày 01/03/2012 của Thủ tướng Chính phủ về

việc phê duyệt Chiến lược phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam giai

đoạn 2011-2020.

40. Thanh Tú và Phương Mai, 2008.

khoan/ttck-viet-nam-2008-hy-vong-de-roi-that-vong-

20081231074939367ca31.chn> [Ngày truy cập: 20/05/2013]

41. Trần Thị Hải Lý, 2010. Hành vi bầy đàn trên thị trường chứng khoán Việt

Nam - Nguyên nhân và giải pháp. Tạp chí Tài chính và Phát triển, số 5, trang

18-25.

Danh mục tài liệu Tiếng Anh:

1. Abdulla, D.A., & Hayworth, S.C., 1993. Macroeconomics of stock price

fluctuations. Quarterly Journal of Business and Economics, 32 (1), 49-63.

2. Adjasi, K.C., & Biekpe, N., 2006. Stock market development and economic

growth: The case of selected African countries. African Development Review,

18 (1), 144-161.

3. Alexakis, P., Apergis, N.& Xanthakis, E., 1996. Inflation volatility and

stock price: Evidence from ARCH effects. International Advances in

Economic Research, 2, 101-111.

4. Aydemir, O.,& Demirhan, E., 2009. The relationship between stock prices

and exchange rates evidence from Turkey. International Research Journal of

Finance and Economics,23.

5. Bagus, P., 2009. The quality of money. The Quarterly Journal of Austrian

Economics, 12 (4), 22-45.

6. Eita, J.H., 2011. Determinants of Stock Market Prices in Namibia.

Unpublished manuscript, Monash University

7. Fama, E.F., & Schwert, G.W., 1977. Assets returns and inflation. Journal

of Financial Economics Review, 5, 115-146.

8. Fama, E.F., 1981. Stock returns, real activity, inflation and money.

American Economic Review, 71 (4), 545-65

9. Firth, M., 1979. The relationship between stock market returns and rates of

inflation. Journal of Finance, 33(4), 743-749

10. Geske, R.,& Roll, R., 1983. The fiscal and monetary linkages between

stock returns and inflation. Journal of Finance, 38,1-33

11. Gultekin, N.B., 1983. Stock market returns and inflation: Evidence from

other countries. Journal of Finance. 38 (1), 39-65.

12. Ho, C.S.F., 2011. Domestic macroeonomic fundamentals and world stock

market effects on ASEAN emerging markets. International Journal of

Economics and Management, 5(1), 1-18.

13. Humpe, A.,&Macmillan, P., 2009. Can macroeconomics variables explain

long- term stock market movements ? A comparison of the US and Japan.

Applied Financial Economics, 19(2),111-19

14. Hungchih Li and Syouching Li, 2013. The fundamental dynamic

interactions among macroeconomic variables and stock indexes: Asean - 5

countries. Business and Information 2013. C890-C935

15. Hussainey. K và Le Khanh Ngoc, 2009. The impact of macroeconomics

indicators on Vietnamese stock. Journal of Risk Finance, 4.

16. Ibrahim, M.H.,&Yusoff, W.S.W., 2001. Macroeconomics variables,

exchange rate and stock price a Malaysian perpective.IIUM Journal of

Economics and Management, 9 (2), 141-163

17. Islam, M., Watanapalachaikul, S.,& Billington, N., 2003. Times series

financial economics of the Thai stock market: A multivariate error correction

and valuation model. Journal of Global Finance, 10 (5), 90-127

18. John K.M. Kuwornu, 2011. Macroeconomic variables and stock market

returns: full information maxium likelihood estimation. Research Journal of

Finance and Accounting. [online] Available at:

bles_and_Stock_Market_Returns_Full_Information_Maximum_Likelihood_E

stimation>[Accessed 25 May 2013]

19. Kandir, S.Y. , 2008. Macroeconomic variables, firm characteristics and

stock returns: Evidence from Turkey. International Research Journal of

Finance and Economics, 16,35-45.

20. Kaul, G., 1990. Monetary regimes and the relation between stock returns

an inflationary expectations. Journal of Financial and Qualitative Analysis,

25, 307-321.

21. Komain Jiranyakul, 2009. Economic Forces andd the Thai Stock

Market.NIDA Economic Review. [online] Available at:

muenchen.de/45582/> [Accessed 25 May 2013]

22. Liu, X., & Sinclair, P., 2008. Does the linkage between stock market

performance and economic growth vary across Greater China? Applied

Economics Letters, 15(7), 505-508

23. Mansor H. Ibrahim and Wan Sulaiman Wan Yusoff, 2001.

Macroeconomic variables, exchange rate and stock price: A Malaysian

perspective. IIUM Journal of Economics and Management, 2(2001): 141-163

24. Marshall, D., 1992. Inflation and asset returns in a monetary economy.

Journal of Finance, 47(4), 315-1343

25. Martin Sirucek, 2012. Macroeconomic variables and Stock market: US

Review. International Journal of Computer Science and Management Studies,

[online] Available at:< http://mpra.ub.uni-muenchen.de/39094/> [Accessed

25 May 2013]

26. Mashayekh, S., Moradkhani, H.H., &Jafari, M., 2011. Impact of

Macroeconomic Variables on Stock Market: The case of Iran. Journal of

Business and Economic Research, 2,2 350-361.

27. Maysami, R., & Koh, T.S., 2000. A vector error correction model of

Singapore stock market. International Review of Economics and Finance, 9

(1), 76-96

28. Maysami, R.C., Lee, C.H., & Hamzah, M.A., 2004. Relationship between

macroeconomic variables and stock market indices: Cointegration evidence

from stock market of Singapore’s All-S sector indices. Journal Pengurusan,

24,47-77.

29. Menike, L.M.C.S., 2006. The effect of macroeconomic variables on stock

prices in emerging Sri Lankan stock market. Sabaragamuwa University

Journal, 6(1), 50-67.

30. Mukherjee, T.K.,& Naka, A., 1995. Dynamic relations between

macroeconomic variables and the Japanese stock market: An application of a

vector error correction model. Journal of Financial Research, 18 (2),223-237

31. Nishat, M., & Shaheen, R., 2004. Macroeconomic factors and Pakistani

equity market. The Pakistan Development Review, 43 (4), 619-637

32. P.A.Isenmila and Dominic Ose Erah, 2012. Share Prices and

macroeconomic factors: A test of the arbitrage pricing theory (APT) in the

Nigerian stock market. European Journal of Business and Management, ISSN

2222-1905:66-76

33. Paresh Kumar Narayan, Seema Narayan, 2010. Modelling the impact of

oil prices on Vietnam’s stock prices. Applied Energy, 87(2010) 356-361

34. Rahman, A.A., Sidek , N.Z.M., & Tafri, F.H., 2009. Macroeconomic

determinants of Malaysian stock market. African Journal of Business

Management, 3(3), 95-106

35. Ratanapakorn, O.,& Sharma, S.C., 2007. Dynamic analysis between the

US stock returns and the macroeconomic variables. Applied Financial

Economics, 17 (5), 369-377

36. Sari, R., & Soytas, U. , 2005. Inflation, stock returns and real activity in

Turkey. The Empirical Economics Letters, 4(3), 181-192.

37. Sohail, N., & Hussain, Z., 2011. The macroeconomic variables and stock

returns in Pakistan: The case of KSE 100 Index. Internation Research Journal

of Finance and Economics, 80, 66-74

38. Sohail, N., & Zakir, H., 2010. Macroeconomic determinants of stock

returns in Pakistan: The case of Karachi stock exchange. Journal of Advanced

Studies in Finance, 1(2), 181-187.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

Tại Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM

Chỉ số giá chứng khoán - VNINDEX

Cung tiền - M2

Chỉ số sản xuất công nghiệp – IPI

Chỉ số giá tiêu dùng - CPI:

Tỷ giá hối đoái – EX

Lãi suất – IR

Giá dầu – OIL

Tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

Chỉ số giá chứng khoán - HNXINDEX

Cung tiền - M2:

Chỉ số sản xuất công nghiệp – IPI:

Chỉ số giá tiêu dùng - CPI

Tỷ giá hối đoái – EX

Lãi suất - IR:

Giá dầu – OIL

Phụ lục 2: Phân tích hàm phản ứng đẩy (Impulse Response)

Tại Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM

Tại Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam

--------------------------

BBÙÙII TTHHỊỊ TTHHÙÙYY TTRRAANNGG

PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LLUUẬẬNN VVĂĂNN TTHHẠẠCC SSĨĨ KKIINNHH TTẾẾ

BÙI THỊ THÙY TRANG

PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. TRẦN THỊ MỘNG TUYẾT TP. Hồ Chí Minh - Năm 2013

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

Giá USD giảm

Giá dầu tăng, giá vàng tăng, lạm phát tăng, lãi suất tăng

“Sốt” bất động sản

Luật CK có hiệu lực

VNINDEX 2.542126 2.586943 3.057097 2.003353 0.234001 0.058696 2.562925 1.314235 0.518343 391.4873 8.377733 154

OIL 1.743094 1.792427 2.122936 1.272074 0.242866 -0.214268 1.742050 11.33237 0.003461 268.4365 9.024499 154

IPI 2.143906 2.175538 2.479872 1.743243 0.219045 -0.222629 1.731078 11.60401 0.003021 330.1615 7.341019 154

M2 14.91961 14.91119 15.55722 14.23453 0.404814 -0.049168 1.620950 12.26513 0.002171 2297.620 25.07274 154

IR 1.055993 1.048248 1.306425 0.927370 0.090451 1.005120 3.333238 26.64274 0.000002 162.6229 1.251747 154

CPI 2.084127 2.039584 2.358826 1.899580 0.151457 0.387024 1.746248 13.93087 0.000944 320.9555 3.509682 154

EX 4.224335 4.204432 4.318648 4.148942 0.050523 0.852351 2.450299 20.58582 0.000034 650.5476 0.390538 154

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis Jarque-Bera Probability Sum Sum Sq. Dev. Observations Nguồn : Từ kết quả khảo sát và tính toán của tác giả

HNXINDEX 2.111256 2.107847 2.634198 1.711700 0.237602 0.247571 2.148917 3.797237 0.149775 198.4580 5.250289 94

M2 15.19781 15.24472 15.55722 14.73906 0.236890 -0.317455 1.902691 6.294864 0.042962 1428.594 5.218848 94

IPI 2.296454 2.299558 2.479872 2.035232 0.113709 -0.348382 2.157404 4.682172 0.096223 215.8667 1.202463 94

CPI 2.180248 2.181475 2.358826 2.000881 0.114792 -0.023117 1.703575 6.591188 0.037046 204.9434 1.225480 94

EX 4.250497 4.229695 4.318648 4.200632 0.047741 0.437905 1.482102 12.02831 0.002444 399.5467 0.211969 94

IR 1.102309 1.075545 1.306425 0.961421 0.085412 0.774968 2.649228 9.890925 0.007116 103.6170 0.678451 94

OIL 1.910659 1.887082 2.122936 1.601517 0.127392 -0.231652 2.128186 3.817613 0.148257 179.6020 1.509268 94

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

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

Có thể bạn quan tâm

Tài liêu mới

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật

Chính sách hoàn tiền

DMCA

Hỗ trợ

Hướng dẫn sử dụng

Đăng ký tài khoản VIP

093 303 0098

support@tailieu.vn

Phương thức thanh toán

Theo dõi chúng tôi

Facebook

Youtube

TikTok