Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

----------oo0oo----------

ĐẶNG THỊ QUỲNH ANH

TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN

THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH – NĂM 2018

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO NGÂN HÀNG NHÀ NƯỚC VIỆT NAM

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGÂN HÀNG THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH

----------oo0oo----------

ĐẶNG THỊ QUỲNH ANH

TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN

THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

LUẬN ÁN TIẾN SỸ KINH TẾ

CHUYÊN NGÀNH: KINH TẾ TÀI CHÍNH, NGÂN HÀNG

MÃ SỐ: 62.34.02.01

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

1. PGS.,TS. Đỗ Linh Hiệp

2. PGS.,TS. Hạ Thị Thiều Dao

TP. Hồ Chí Minh – NĂM 2018

LỜI CAM ĐOAN

Tôi tên là: Đặng Thị Quỳnh Anh

Sinh ngày: 15 tháng 08 năm 1980 – tại: Qui Nhơn – Bình Định

Hiện công tác tại: trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh

Là học viên nghiên cứu sinh khóa 17 của Trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí

Minh.

Cam đoan luận án với đề tài: Tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường

chứng khoán Việt Nam

Chuyên ngành: Kinh tế Tài chính Ngân hàng; Mã số: 62.34.02.01

Người hướng dẫn khoa học:

1. PGS.,TS. Đỗ Linh Hiệp

2. PGS.,TS. Hạ Thị Thiều Dao

Luận án này là công trình nghiên cứu của riêng tôi, các kết quả nghiên cứu có

tính độc lập riêng, không sao chép bất kỳ tài liệu nào và chưa được công bố toàn

bộ nội dung này bất kỳ ở đâu; các số liệu, các nguồn trích dẫn trong luận văn

được chú thích nguồn gốc rõ ràng, minh bạch.

Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về lời cam đoan của tôi.

TP. Hồ Chí Minh, ngày tháng năm

Người cam đoan

ĐẶNG THỊ QUỲNH ANH

LỜI CẢM ƠN

Đầu tiên, tôi xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc đến PGS.TS Đỗ Linh Hiệp, PGS.TS

Hạ Thị Thiều Dao và PGS.TS Lê Thị Tuyết Hoa đã tận tình hướng dẫn, động

viên tôi trong suốt thời gian thực hiện luận án.

Đồng thời, tôi cũng xin gửi lời cảm ơn chân thành đến các thầy cô Trường Đại

học Ngân hàng TP.HCM đã hướng dẫn và đóng góp những ý kiến quý báu giúp

tôi hoàn thành luận án này. Đặc biệt, tôi xin cảm ơn ban lãnh đạo Khoa tài chính

và các đồng nghiệp đã động viên, hỗ trợ tôi trong quá trình nghiên cứu.

Cảm ơn gia đình, người thân luôn ở bên cạnh động viên, tạo động lực cho tôi trên

con đường học tập của mình.

Xin chân thành cảm ơn tất cả!

TP. Hồ Chí Minh, ngày tháng năm

ĐẶNG THỊ QUỲNH ANH

iii

MỤC LỤC

Lời cam đoan i

Lời cảm ơn ii

Mục lục iii

Danh mục từ viết tắt vi

Danh mục bảng viii

Danh mục hình x

CHƯƠNG 1 TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU ......................................... 1

1.1. LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI ............................................................................... 1

1.2. MỤC TIÊU VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU ............................................... 3

1.3 ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU ...................................................................... 4

1.4 PHẠM VI NGHIÊN CỨU: .......................................................................... 4

1.5 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ................................................................ 5

1.6 NGUỒN DỮ LIỆU ...................................................................................... 6

1.7 QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU ...................................................................... 6

1.8 ĐIỂM MỚI CỦA NGHIÊN CỨU ............................................................... 7

1.9 KẾT CẤU CỦA LUẬN ÁN ........................................................................ 8

CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN .................................................................... 9

2.1 TỔNG QUAN VỀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ TTCK ........................... 9

2.1.1 Chính sách tiền tệ……………………………………………………….. 9

2.1.2 Thị trường chứng khoán…………………………………………………17

2.2 TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN TTCK ........................ 23

2.2.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu……………………….23

2.2.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến thanh khoản TTCK………………..27

2.3 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN ........................................... 35

2.3.1 Một số nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới …………………………..35

2.3.2 Một số nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam……………………………41

Kết luận chương 2 …………………………………………………………………45

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ....................................................... 46

3.1 MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ......................................................................... 46

3.1.1 Mô hình nghiên cứu đánh giá tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ

phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam…………………………………47

3.1.2 Mô hình nghiên cứu đánh giá tác động của chính sách tiền tệ đến thanh

khoản thị trường chứng khoán Việt Nam………………………….………….50

3.2 BIẾN NGHIÊN CỨU ................................................................................ 53

3.2.1 Biến số đại diện cho chính sách tiền tệ…………………………………53

3.2.2 Biến số đo lường giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán……………54

3.2.3 Các biến số kinh tế vĩ mô………………………………………………..54

3.2.4 Các biến số đo lường thanh khoản thị trường cổ phiếu………………….56

3.2.5 Các biến ngoại sinh………………………………………………………57

3.3 GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU……………………………………………..….58

3.4 NGUỒN DỮ LIỆU…………………………………………………………….59

Kết luận chương 3………………………………………………………………….62

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN ................................... 63

4.1 DIỄN BIẾN ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ QUÁ TRÌNH

PHÁT TRIỂN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM GIAI ĐOẠN

2002-2016...........................................................................................................63

4.1.1 Diễn biến điều hành chính sách tiền tệ của NHNN Việt Nam………......63

4.1.2 Quá trình phát triển của TTCK Việt Nam giai đoạn 2002 - 2016……….67

4.2 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN VỀ TÁC ĐỘNG CỦA

CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG

KHOÁN VIỆT NAM ......................................................................................... 72

4.2.1 Thống kê mô tả các biến số trong mô hình……………………………..72

4.2.2 Tính dừng và sai phân của dữ liệu………………………………………73

4.2.3 Độ trễ tối ưu và các kiểm định mô hình SVAR…………………………74

4.2.4 Thảo luận kết quả nghiên cứu mô hình SVAR………………………….76

4.3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN THANH KHOẢN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ........ 91

4.3.1 Tổng quan về thanh khoản thị trường chứng khoán Việt Nam………….91

4.3.2 Thống kê mô tả các biến số trong mô hình VAR……………………….93

4.3.3 Tính dừng, sai phân của dữ liệu và độ trễ của mô hình………………….93

4.3.4 Kết quả ước lượng về tác động của chính sách tiền tệ đến từng đặc tính

thanh khoản thị trường chứng khoán Việt Nam………………………………95

Kết luận chương 4…………………………………………………………….......113

CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH .......................... 114

5.1 KẾT LUẬN TỪ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU ........................................... 114

5.1.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam…..114

5.1.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến thanh khoản TTCK Việt Nam…..115

5.1.3 Cơ chế tác động của chính sách tiền tệ đối với giá cổ phiếu và thanh khoản

thị trường chứng khoán Việt Nam……………………………………………118

5.2 KHUYẾN NGHỊ ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ..................... 121

5.2.1 Chuyển từ kiểm soát cung tiền sang kiểm soát lãi suất…………………122

5.2.2 Điều hành CSTT theo hướng ổn định giá cả, ổn định tài chính……….122

5.2.3 Kết hợp với các cơ quan khác hỗ trợ cho sự phát triển của TTCK…….125

5.3 KHUYẾN NGHỊ ĐỐI VỚI NHÀ ĐẦU TƯ ........................................... 126

5.4 HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO CỦA LUẬN ÁN ….. 127

Kết luận chương 5………………………………………………………………...129

KẾT LUẬN ............................................................................................................. 131

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

Từ viết tắt Tiếng Việt Tiếng Anh

Trung tâm Phân tích Thông tin khu ARIC Asia Regional Integration Center vực châu Á

CPI Chỉ số giá hàng tiêu dùng Consumer Price Index

CTCK Công ty chứng khoán Securities Company

GDP Tổng sản phẩm quốc nội Gross Domestic Product

ECB Ngân hàng Trung ương Châu Âu European Central Bank

FED Hệ thống Dự trữ Liên bang Mỹ Federal Reserve System

IFS Thống kê tài chính quốc tế International Financial Statistics

IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế International Monetary Fund

Chỉ số sản xuất công nghiệp Industrial Production Index IPI

Cung tiền mở rộng M2 Broad Money M2 M2

SVAR Tự hồi qui vectơ cấu trúc Structural Vector Autoregression

Sở giao dịch chứng khoán Thành Ho Chi Minh Stock Exchange HSX phố Hồ Chí Minh

HNX Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội Ha Noi Stock Exchange

NHNN Ngân hàng Nhà nước State Bank of Vietnam

CSTT Chính sách tiền tệ Monetary Policy

NHTM Ngân hàng thương mại Commercial Bank

NHTW Ngân hàng trung ương Central Bank

SGDCK Sở giao dịch chứng khoán

vii

TCTD Tổ chức tín dụng

TTCK Thị trường chứng khoán

TTTP Thị trường trái phiếu

TTCP Thị trường cổ phiếu

TTTC Thị trường tài chính

TSSL Tỷ suất sinh lời

UBCKNN Ủy ban chứng khoán nhà nước State Securities Commission

VAR Tự hồi qui vectơ Vector Autoregression

VECM Mô hình vector hiệu chỉnh sai số Vector Error Correction Model

VNI Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam VN-Index

VSD Trung tâm lưu ký chứng khoán Vietnam Securities Depository

viii

DANH MỤC BẢNG

Số Tên bảng Trang bảng

2.1 Tổng hợp các nghiên cứu ngoài nước 39

2.2 Tổng hợp các nghiên cứu trong nước 43

Kỳ vọng tác động của các biến CSTT lên các biến thanh khoản 58 3.1 TTCK

3.2 Tổng hợp các biến số được sử dụng trong mô hình 60

4.1 Mục tiêu cuối cùng của CSTT Việt Nam giai đoạn 2002-2016 63

4.2 Mục tiêu trung gian của CSTT Việt Nam giai đoạn 2002-2016 65

4.3 Tăng trưởng hàng hóa trên TTCK Việt Nam 69

4.4 Thống kê mô tả các biến trong mô hình SVAR 73

4.5 Kết quả kiểm định ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình SVAR 74

4.6 Xác định độ trễ tối ưu của mô hình SVAR 75

Phân rã phương sai giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 82 4.7 12/2007

Một số chỉ tiêu cơ bản của TTCK Việt Nam giai đoạn 2002 – 84 4.8 2007

Phân rã phương sai giai đoạn từ tháng 12/2007 đến tháng 86 4.9 12/2016

Một số chỉ tiêu cơ bản của TTCK Việt Nam giai đoạn 2008 – 90 4.10 2016

4.11 Thống kê mô tả các biến trong mô hình VAR 93

4.12 Kết quả kiểm định ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình VAR 94

4.13 Độ trễ tối ưu của các mô hình VAR 94

4.14 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR01 99

4.15 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR02 103

4.16 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR03 105

4.17 Phân rã phương sai của mô hình VAR04 và VAR05 109

4.18 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR06 110

Chiều hướng tác động của các yếu tố CSTT đến thanh khoản 116 5.1 TTCK Việt Nam

Tình hình hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết 2015- 119 5.2 2016

DANH MỤC HÌNH

Số Tên hình Trang hình

2.1 Mối liên hệ giữa các mục tiêu và công cụ của chính sách tiền tệ 10

4.1 Giá trị cổ phiếu niêm yết và giá trị vốn hóa TTCK Việt Nam 68

Tỷ lệ giá trị vốn hóa thị trường cổ phiếu một số quốc gia trong 69 4.2 khu vực giai đoạn 2002 – 2016 (%GDP)

4.3 Tăng trưởng tài khoản giao dịch trên TTCK Việt Nam 71

4.4 Phản ứng tích lũy của VNI do sốc các biến số trong mô hình 77

Phản ứng tích lũy của giá và sản lượng do sốc cung tiền và lãi 79 4.5 suất

Phản ứng tích lũy của các biến số chính sách tiền tệ do thay đổi 80 4.6 giá cổ phiếu

4.7 Lãi suất liên ngân hàng, M2 và VNI giai đoạn 2002-2007 83

4.8 Lãi suất liên ngân hàng, M2 và VNI giai đoạn 2008-2016 88

4.9 Diễn biến thanh khoản TTCK Việt Nam 92

Khối lượng cổ phiếu niêm yết và tài khoản nhà đầu tư từ 2002 - 96 4.10 2016

4.11 Phản ứng tích lũy của Zeros 97

4.12 Phản ứng của các biến số CSTT do sốc Zeros 98

4.13 Giá trị giao dịch cổ phiếu và cung tiền M2 giai đoạn 2002-2016 100

Phản ứng tích lũy của giá trị giao dịch đối với cú sốc biến số 102 4.14 chính sách tiền tệ, sản lượng và lạm phát

Phản ứng tích lũy của tỷ lệ thanh khoản đối với cú sốc biến số 104 4.15 chính sách tiền tệ

Tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu TTCK Việt Nam giai đoạn 2002- 106 4.16 2016

4.17 Chỉ số MLI của TTCK Việt Nam giai đoạn 2002 -2016 107

4.18 Phản ứng tích lũy của Turnover và MLI đối với cú sốc CSTT 108

4.19 Phản ứng tích lũy của Ailliq đối với cú sốc chính sách tiền tệ 110

5.1 Diễn biến cung tiền và VNI giai đoạn 2015 – 2016 106

5.2 Diễn biến cung tiền và giá trị giao dịch giai đoạn 2015 – 2016 120

5.3 Diễn biến cung tiền và giá trị giao dịch giai đoạn 2015-2016 121

CHƯƠNG 1

TỔNG QUAN VỀ ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

1.1 LÝ DO CHỌN ĐỀ TÀI

Mục tiêu chủ yếu của CSTT là ổn định giá cả, tăng trưởng sản lượng và tạo công ăn

việc làm. Để đạt được mục tiêu này NHTW có thể sử dụng các công cụ của CSTT

như thay đổi lãi suất, điều tiết lượng tiền cung ứng. Tuy nhiên, CSTT còn tác động

đến nền kinh tế qua tác động đến thị trường tài chính, đặc biệt là TTCK. CSTT tác

động đến quyết định phân bổ tài sản của nhà đầu tư, từ đó lan rộng ra nền kinh tế.

Theo Bernanke và Gertler (2000), quyết định nên mua hay bán chứng khoán của nhà

đầu tư phụ thuộc vào ba nhân tố: (i) chính sách cổ tức hiện tại và tương lai của công

ty; (ii) sự thay đổi lãi suất ngắn hạn; (iii) các rủi ro liên quan đến từng loại tài sản.

Việc điều hành CSTT của NHTW tác động đến cả ba nhân tố trên. Chẳng hạn như

bằng cách thay đổi lãi suất ngắn hạn, NHTW phát đi tín hiệu cho các nhà đầu tư về

nền kinh tế hiện tại và dự báo trong tương lai, từ đó tác động đến quyết định mua bán

cổ phiếu trên TTCK. Các quyết định này sẽ tác động làm thay đổi giá cổ phiếu trên

thị trường, từ đó tác động trở lại đến việc phân bổ tài sản trong toàn bộ nền kinh tế.

Trong nền kinh tế hiện nay, hầu hết mọi cá nhân đều có liên hệ trực tiếp hoặc gián

tiếp đến TTCK. Để quyết định nên mua hay bán cổ phiếu nào nhà đầu tư cần ước

lượng tỷ suất sinh lời kỳ vọng cũng như rủi ro khi đầu tư vào từng cổ phiếu. Trong

khi đó, các công ty khi huy động vốn từ việc bán cổ phiếu ra công chúng cũng cần

quyết định nên bán ở mức giá nào và bán lượng cổ phiếu bao nhiêu. Các nhà hoạch

định chính sách cần hiểu rõ cơ chế tác động của thay đổi trong điều hành chính sách

tiền tệ đến thị trường chứng khoán, từ đó kết hợp mục tiêu ổn định thị trường chứng

khoán với mục tiêu hiện tại. Nghiên cứu của Bernanke và Gertler (2000) cho thấy các

nhà hoạch định CSTT nên duy trì sự ổn định của mức giá cả hàng hóa trong nền kinh

tế để tránh tác động mạnh đến giá cổ phiếu trên TTCK.

Thị trường chứng khoán Việt Nam đã trải qua hơn 17 năm hình thành và phát triển

với những bước tiến vượt bậc về mọi mặt. Từ một trung tâm giao dịch chứng khoán

với 2 cổ phiếu niêm yết, hiện nay đã có hai Sở Giao Dịch Chứng khoán (SGDCK) với

hơn 700 cổ phiếu niêm yết, giá trị vốn hóa thị trường từ 986 tỷ đồng năm 2000

(0,01%/GDP) đã tăng lên 1.765.000 tỷ đồng năm 2016, tương đương 42%/GDP. Gần

1.000 đợt huy động vốn của các công ty niêm yết đã được thực hiện trên hai SGDCK

với lượng vốn huy động từ đấu giá cổ phần đạt gần 80.000 tỷ đồng (UBCKNN, 2016).

TTCK dần trở thành một kênh huy động vốn và kênh đầu tư thu hút được sự quan

tâm của các cơ quan quản lý, nhà đầu tư trong nước và nhà đầu tư nước ngoài. Tuy

nhiên, trong suốt thời gian qua có những lúc TTCK tăng trưởng quá nhanh (điển hình

giai đoạn 2006 -2007) nhưng lại có lúc giảm rất sâu (2008) nên đã ảnh hưởng không

nhỏ đến các nhà đầu tư, công ty chứng khoán và các nhà cung cấp dịch vụ tài chính

cho thị trường. Hàng loạt các nhà đầu tư bị thua lỗ, các CTCK phải đóng cửa, giá trị

giao dịch giảm mạnh.

Để tìm hiểu những nhân tố chủ yếu nào đã tác động mạnh đến TTCK Việt Nam, có rất

nhiều đề tài nghiên cứu được thực hiện trong từng giai đoạn nhất định với các cách tiếp

cận khác nhau. Cách tiếp cận thứ nhất là phân tích thực trạng hoạt động của TTCK

trong khoảng thời gian ngắn (1-2 năm) từ đó đưa ra một số giải pháp mang tính tức

thời hoặc phù hợp với giai đoạn nghiên cứu. Chẳng hạn như nghiên cứu của Nguyễn

Sơn (2003), Đặng Văn Hải (2007), Hoàng Xuân Quế (2007), Trần Trọng Triết (2008),

Nguyễn Thị Mùi (2009), Nguyễn Đình Tài (2009), Lê Hải Trà (2009), Lê Hoàng Nga

(2009), Trần Hoàng Ngân (2009), VAFI (2012), Đoàn Ngọc Hoàn (2013).

Cách tiếp cận thứ hai là nghiên cứu định lượng theo giai đoạn dài hơn nhằm đánh giá

tác động của một số biến vĩ mô như: lạm phát, tỷ giá, cung tiền, lãi suất, sản lượng

công nghiệp đối với giá cổ phiếu, tỷ suất sinh lợi hoặc thanh khoản của thị trường

như: Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng (2012), Phan Đình Nguyên và Hà Minh

Phước (2012), Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013), Nguyễn

Hữu Huy Nhựt (2013), Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương (2014), Trần Thị

Hải Lý (2015), Lê Đạt Chí (2015) ... Hầu hết đây là các nghiên cứu trên bước đầu đã

giúp cho nhà hoạch định chính sách và các nhà đầu tư thấy được tác động của các

nhân tố vĩ mô đến TTCK, từ đó có thể dự báo những thay đổi của giá cổ phiếu, thanh

khoản của thị trường khi các nhân tố đó thay đổi. Tuy nhiên, theo tìm hiểu của tác giả

chưa có nghiên cứu định lượng nào trên TTCK đánh giá tác động của CSTT đến TTCK

một cách tổng thể về giá và thanh khoản. Vì vậy, luận án được thực hiện nhằm làm rõ

hơn cơ chế và mức độ tác động của thay đổi các yếu tố của chính sách tiền tệ đến giá cổ

phiếu và thanh khoản cổ phiếu trên TTCK Việt Nam, từ đó đề xuất các giải pháp định

hướng cho sự phát triển của thị trường và đưa ra một số gợi ý cho các nhà đầu tư trên

TTCK.

1.2 MỤC TIÊU VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU

- Mục tiêu tổng quát

Mục tiêu nghiên cứu của luận án là xác định mức độ và chiều hướng tác động của

chính sách tiền tệ đến TTCK Việt Nam ở hai góc độ là: tác động đến giá cổ phiếu và

tác động đến thanh khoản thị trường. Từ đó đưa ra một số khuyến nghị cho các nhà

hoạch định chính sách về các giải pháp hỗ trợ sự phát triển của TTCK, đồng thời giúp

nhà đầu tư hiểu rõ hơn về cơ chế tác động của điều hành CSTT đến TTCK và điều

chỉnh hành vi giao dịch cho phù hợp.

- Mục tiêu cụ thể

Từ mục tiêu tổng quát trên, luận án được thực hiện nhằm đạt được các mục tiêu cụ

thể sau:

 Xác định được chiều hướng tác động của các yếu tố trong chính sách tiền tệ

đến giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK Việt Nam.

 Xác định được mức độ tác động của các yếu tố trong chính sách tiền tệ đến

giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK Việt Nam.

 Làm rõ cơ chế tác động của điều hành CSTT đến giá cổ phiếu và thanh khoản

TTCK Việt Nam

 Đề xuất các khuyến nghị đối với nhà hoạch định chính sách nhằm hỗ trợ sự

phát triển của TTCK. Khuyến nghị đối với nhà đầu tư nhằm gia tăng lợi

nhuận, giảm thiểu rủi ro.

- Câu hỏi nghiên cứu

 CSTT có tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam không? Nếu có thì

chiều hướng và mức độ tác động của các yếu tố trong CSTT đến giá cổ phiếu

trên TTCK Việt Nam như thế nào?

 CSTT có tác động đến thanh khoản TTCK Việt Nam không? Nếu có thì chiều

hướng và mức độ tác động của các yếu tố trong CSTT đến thanh khoản thị

trường như thế nào?

 Cơ chế tác động của CSTT đến giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK được thể

hiện như thế nào?

 Các khuyến nghị nào đối với nhà hoạch định chính sách nhằm hỗ trợ cho sự

phát triển của TTCK?

1.3 ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU

Đối tượng nghiên cứu của đề tài là tác động của chính sách tiền tệ đến TTCK Việt

Nam trên hai khía cạnh là giá cổ phiếu và thanh khoản của thị trường. Trong đó chỉ

số giá chứng khoán Việt Nam (VNI) được sử dụng là đại diện của giá cổ phiếu trên

TTCK. Thanh khoản TTCK được xem xét trên 4 khía cạnh gồm tính tức thời, độ rộng,

độ sâu và độ đàn hồi. Chính sách tiền tệ được điều hành bởi NHNN Việt Nam.

1.4 PHẠM VI NGHIÊN CỨU:

- Về không gian: TTCK được nghiên cứu là thị trường giao dịch cổ phiếu niêm

yết, với đại diện là SGDCK TP.HCM (HSX). Sở dĩ HSX được lựa chọn làm đại

diện cho TTCK Việt Nam là vì: mặc dù trên thị trường có hai SGDCK là HSX

và HNX nhưng HSX được thành lập đầu tiên, lượng giá trị giao dịch hàng ngày

lớn hơn nhiều lần. Ngoài ra, theo tính toán của tác giả, hệ số tương quan của các

chỉ số chứng khoán VN-Index và HNX-Index là lớn hơn 0,9. Vì vậy, nghiên

cứu trên HSX mang tính đại diện cho toàn thị trường.

- Về thời gian: luận án nghiên cứu tác động của các yếu tố CSTT đến TTCK Việt

Nam trong khoảng thời gian từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2016. Sở dĩ luận án

chọn nghiên cứu về TTCK bắt đầu từ năm 2002 là do trong khoảng thời gian từ

2000- 2001 TTCK Việt Nam mới bắt đầu hoạt động chỉ với 5 công ty niêm yết,

giá trị vốn hóa thị trường nhỏ hơn 1% GDP, giá trị giao dịch hàng ngày chỉ vài

tỷ đồng, thị trường chưa thực sự thu hút được sự quan tâm của đông đảo công

chúng. Do đó, sự thay đổi trong điều hành CSTT không tác động đáng kể đến

thị trường.

1.5 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Để đạt được mục tiêu nghiên cứu là lượng hóa tác động của CSTT đến TTCK Việt

Nam, tác giả sử dụng phương pháp phân tích định lượng với mô hình được sử dụng

khá phổ biến trong nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa hoạt động kinh tế,

chính sách tiền tệ và TTCK là mô hình tự hồi quy vector (VAR).

- Để đánh giá chiều hướng và mức độ tác động của các yếu tố CSTT đến giá cổ

phiếu trên TTCK Việt Nam, mô hình VAR cấu trúc được sử dụng (Structural

VAR - SVAR). Đây là mô hình được các nghiên cứu gần đây trên thế giới sử

dụng như Ben Naceur và ctg (2007), Laopodis (2010), Li và ctg (2010)… khi

nghiên cứu về tác động của CSTT đến giá cổ phiếu trên TTCK.

- Để lượng hóa tác động của các yếu tố CSTT đến thanh khoản TTCK Việt Nam,

mô hình VAR dạng rút gọn (Reduced form VAR- RVAR) được sử dụng. Các

nghiên cứu của Chordia và cộng sự (2005), Söderberg (2008), Goyenko và Ukhov

(2009), Fernández – Amador và cộng sự (2013)… đều sử dụng mô hình này để

nghiên cứu về tác động của CSTT đến thanh khoản TTCK tại các quốc gia trong

nhiều giai đoạn khác nhau.

Ngoài ra, luận án cũng sử dụng các phương pháp thống kê mô tả, phân tích tổng hợp,

phân tích so sánh để phân tích tổng quan về điều hành CSTT Việt Nam, đánh giá thực

trạng TTCK Việt Nam hiện nay làm cơ sở cho việc xây dựng mô hình và lý giải các

kết quả ước lượng.

1.6 NGUỒN DỮ LIỆU

Luận án sử dụng dữ liệu thứ cấp, tần suất tháng trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến

tháng 12/2016 từ các nguồn đáng tin cậy như: Ủy ban chứng khoán nhà nước, Sở giao

dịch chứng khoán TP.HCM, Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, NHNN, Thống kê Tài

chính Quốc tế (IFS) của Quỹ Tiền tệ Quốc tế, Trung tâm phân tích khu vực châu Á

(ARIC) và một số website có uy tín trên thị trường chứng khoán như Cafef, Stox Plus.

1.7 QUY TRÌNH NGHIÊN CỨU

Các nghiên cứu Lý thuyết về tác - Thực tế điều hành CSTT của NHNN thực nghiệm trong động của CSTT đến - Thực tế phát triển của và ngoài nước TTCK TTCK Việt Nam

Xây dựng mô hình SVAR

- Định dạng cú sốc cấu trúc - Mô tả biến số, nguồn dữ liệu

 Đánh giá mức độ tác động của

Xây dựng mô hình VAR - Mô tả biến số, nguồn dữ liệu - Các kiểm định của mô hình

CSTT đến giá cổ phiếu - Đánh giá mức độ thanh khoản TTCK Việt Nam theo 4 đặc tính - Đán giá mức độ tác động của CSTT

đến thanh khoản TTCK  Chỉ ra chiều hướng tác động của - Chỉ ra chiều hướng tác động của CSTT đến giá cổ phiếu CSTT đến thanh khoản TTCK

- Đưa ra khuyến nghị đối với nhà điều hành CSTT

1.8 ĐIỂM MỚI CỦA NGHIÊN CỨU

Đề tài đã thực hiện hệ thống hóa cơ sở lý thuyết về tác động của CSTT đến TTCK

với nhiều quan điểm khác nhau. Ngoài ra, các hướng tiếp cận khi nghiên cứu về tác

động của CSTT đến TTCK tại các quốc gia có thị trường tài chính đã phát triển cũng

như đang phát triển được hệ thống, phân tích và trình bày khá đầy đủ. Từ đó đưa ra

bức tranh khái quát về tình hình nghiên cứu liên quan đến đề tài trên thế giới và tại

Việt Nam.

Đề tài nghiên cứu về tác động của CSTT đến TTCK ở cả hai góc độ là giá cổ phiếu

và thanh khoản thị trường. Vấn đề này chưa được xem xét toàn diện trong các nghiên

cứu trước đó ở Việt Nam. Trên thực tế, các nghiên cứu về thanh khoản TTCK còn

khá ít và mới, đề tài đã tiến hành tính toán tỉ mỉ các thước đó thanh khoản, đánh giá

thực trạng thanh khoản của TTCK Việt Nam và chỉ ra tác động của các biến số CSTT

đến từng thước đo thanh khoản.

Đề tài nghiên cứu đã chỉ ra cơ chế tác động của điều hành CSTT đến giá cổ phiếu và

thanh khoản TTCK Việt Nam. Trong đó, việc gia tăng cung tiền của NHNN đã tác

động làm giảm lãi suất thị trường, giảm chi phí sử dụng nợ vay cho các doanh nghiệp

từ đó làm gia tăng lợi nhuận cho các công ty niêm yết. Đồng thời việc giảm lãi suất

còn tác động làm tăng cầu cổ phiếu từ phía các nhà đầu tư, do đó làm tăng giá cổ

phiếu, tăng giá trị giao dịch cổ phiếu trên TTCK.

Một số khuyến nghị về điều hành chính sách tiền tệ đưa ra xuất phát từ kết quả nghiên

cứu của luận án đó là: NHNN cần công bố và sử dụng lãi suất liên ngân hàng là mục

tiêu hoạt động trong điều hành CSTT; chuyển từ kiểm soát lượng tiền sang kiểm soát

lãi suất. Cần điều hành CSTT theo định hướng ổn định lạm phát, ổn định tài chính.

Vì khi lạm phát được duy trì một mức ổn định trong thời gian dài không những hỗ

trợ cho sự phát triển của nền kinh tế, tạo công ăn việc làm mà còn thúc đẩy sự phát

triển ổn định của TTCK Việt Nam.

1.9 KẾT CẤU CỦA LUẬN ÁN

Luận án được cấu trúc thành 5 chương như sau:

Chương 1: Tổng quan về đề tài nghiên cứu. Chương này tập trung giới thiệu

tổng quát về vấn đề nghiên cứu, mục tiêu nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu,

phạm vi nghiên cứu, cấu trúc và điểm mới của nghiên cứu.

Chương 2: Cơ sở lý thuyết về tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường

chứng khoán. Chương này trình bày lý thuyết tổng quan về chính sách tiền tệ, thị

trường chứng khoán cũng như cơ sở lý thuyết về tác động của CSTT đến giá cổ

phiếu và thanh khoản TTCK. Đồng thời, giới thiệu một số nghiên cứu thực nghiệm

trong và ngoài nước có liên quan đến đề tài.

Chương 3: Mô hình và phương pháp nghiên cứu. Trong chương này giới thiệu

về phương pháp nghiên cứu và mô hình định lượng được sử dụng nhằm đánh giá

tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK Việt Nam.

Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận. Trong chương này trình bày kết

quả từ các mô hình hồi quy và phân tích kết quả nghiên cứu nhằm làm rõ tác động

của CSTT đến TTCK Việt Nam.

Chương 5: Kết luận và khuyến nghị chính sách. Chương này trình bày tóm tắt

các kết quả nghiên cứu đã đạt được, từ đó đề xuất một số khuyến nghị cho nhà

hoạch định chính sách tiền tệ.

CHƯƠNG 2

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN

Trong chương này trình bày các vấn đề lý luận cơ bản về chính sách tiền tệ, thị trường

chứng khoán và tác động của các biến số chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu cũng như

thanh khoản thị trường chứng khoán. Đồng thời, tổng hợp kết quả của một số nghiên

cứu thực nghiệm trên thế giới và tại Việt Nam, từ đó làm cơ sở để lựa chọn mô hình

nghiên cứu ở các chương tiếp theo.

2.1 TỔNG QUAN VỀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG

KHOÁN

2.1.1 Chính sách tiền tệ

2.1.1.1 Khái niệm chính sách tiền tệ

Chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa là hai chính sách kinh tế vĩ mô quan trọng

giúp nhà điều hành đạt được các mục tiêu kinh tế đã đặt ra, trong đó CSTT được thực

thi bởi NHTW. Theo (Mishkin, 2013) CSTT là quá trình quản lý cung tiền của

NHTW nhằm đạt được những mục tiêu nhất định như kiềm chế lạm phát, duy trì ổn

định tỷ giá hối đoái, đạt được toàn dụng lao động hay tăng trưởng kinh tế.

Các NHTW cũng có quan niệm tương tự các nhà nghiên cứu khi điều hành CSTT,

chẳng hạn như FED quan niệm CSTT là những hành động tác động vào tính sẵn có và

chi phí của tiền và tín dụng nhằm đạt được những mục tiêu được Quốc hội lựa chọn

(Labonte và Makinen, 2008); NHTW Châu Âu xác định CSTT là những hành động

được NHTW thực hiện bằng cách sử dụng các công cụ chính sách nhằm đạt được các

mục tiêu sách mà cụ thể là ổn định giá cả với mức lạm phát mục tiêu là 2% (European

Central Bank, 2016). Còn theo luật NHNN Việt Nam năm 2010, CSTT được qui định

là các quyết định về tiền tệ ở tầm quốc gia của cơ quan nhà nước có thẩm quyền, bao

gồm quyết định mục tiêu ổn định giá trị đồng tiền biểu hiện bằng chỉ tiêu lạm phát,

quyết định sử dụng các công cụ và biện pháp để thực hiện mục tiêu đề ra.

Như vậy, CSTT đang được các nhà nghiên cứu và nhà điều hành chính sách quan

niệm thống nhất là quá trình NHTW sử dụng các công cụ để điều tiết cung tiền, tín

dụng và lãi suất trong nền kinh tế nhằm đạt được mục tiêu về ổn định giá trị đồng

tiền, tăng trưởng kinh tế và tạo công ăn việc làm.

2.1.1.2 Mục tiêu của chính sách tiền tệ

CSTT thông thường có ba loại mục tiêu: mục tiêu cuối cùng, mục tiêu trung gian và

mục tiêu hoạt động. Trong đó, mục tiêu cuối cùng cho biết đích đến cuối cùng của

điều hành CSTT; mục tiêu trung gian và mục tiêu hoạt động còn được gọi là các mục

tiêu điều hành được xác định trong mối quan hệ mật thiết với mục tiêu cuối cùng

nhằm hỗ trợ đạt mục tiêu cuối cùng (Hình 2.1).

Hình 2.1. Mối liên hệ giữa các mục tiêu và công cụ của CSTT

Công cụ của NHTW Mục tiêu hoạt động Mục tiêu trung gian Mục tiêu cuối cùng

-Ổn định tiền tệ -Tăng trưởng kinh - Nghiệp vụ thị tế - Tiền cơ sở;

trường mở -Lãi suất liên

ngân hàng - Khối tiền tệ (M1, M2, M3) - Lãi suất thị trường (ngắn hạn hoặc dài hạn) - Tái chiết khấu -Dự trữ bắt buộc

- Việc làm cao - Ổn định thị trường tài chính - Ổn định lãi suất - Ổn định thị trường ngoại hối

Nguồn: Mishkin (2013)

- Mục tiêu cuối cùng

Chính sách tiền tệ là một bộ phận chính sách kinh tế của nhà nước do đó mục tiêu của

chính sách tiền tệ thường gắn liền với mục tiêu chung của quốc gia đó. Các nhà kinh

tế học như Mishkin (2013), Cecchetti và ctg (2015) đều cho rằng các mục tiêu cuối

cùng thường được các NHTW lựa chọn bao gồm: ổn định tiền tệ, tăng trưởng kinh

tế, việc làm cao, ổn định lãi suất, ổn định thị trường tài chính và các định chế tài

chính, ổn định tỷ giá.

 Ổn định tiền tệ

Theo Cecchetti và ctg (2015) ổn định tiền tệ là ổn định sức mua của tiền tệ và ổn định

giá cả. Sức mua của tiền tệ là lượng hàng hóa mà một đồng tiền có thể trao đổi được,

đồng tiền trao đổi được càng nhiều hàng hóa, nó càng có giá trị và ngược lại. NHTW

thường lượng hóa mục tiêu này bằng tỷ lệ tăng của chỉ số giá tiêu dùng.

Ổn định giá cả có tầm quan trọng đặc biệt để định hướng phát triển kinh tế của quốc

gia vì nó giúp việc dự đoán những biến động của môi trường kinh tế vĩ mô dễ dàng

hơn. Một mức lạm phát thấp và ổn định sẽ tạo môi trường đầu tư ổn định, thúc đẩy nhu

cầu đầu tư và đảm bảo phân bổ nguồn lực xã hội một cách hiệu quả (Mishkin, 2013).

Lạm phát cao hay thiểu phát đều tác động tiêu cực đến nền kinh tế. Nếu lạm phát ở

mức cao sẽ hạn chế đầu tư, chi tiêu tiêu dùng và làm sai lệch thông tin dự báo. Ngoài

ra, sự bất ổn định giá cả sẽ dẫn đến phân phối lại nguồn lực của các chủ thể trong xã

hội một cách không công bằng. Tuy nhiên, nếu thiểu phát xảy ra cũng sẽ làm cho nền

kinh tế trì trệ, không khuyến khích sản xuất, đầu tư và có thể dẫn đến suy thoái kinh tế.

Việc lựa chọn lạm phát làm mục tiêu khiến NHTW tập trung vào tính ổn định của

nền kinh tế và giúp giá cả được kiểm soát ngay khi có những cú sốc trong nền kinh

tế. Ngoài ra, lạm phát là chỉ tiêu dễ hiểu đối với công chúng và có tính minh bạch

cao. Hơn nữa, việc đưa ra một tỷ lệ lạm phát cụ thể làm tăng trách nhiệm của NHTW,

tránh việc bằng mọi cách thúc đẩy kinh tế tăng trưởng thông qua thực thi chính sách

tiền tệ mở rộng.

Tuy nhiên, việc sử dụng mục tiêu lạm phát dẫn đến chậm trễ trong việc phát ra tín hiệu

trực tiếp cho công chúng và toàn bộ thị trường về thực trạng của chính sách tiền tệ.

Việc theo đuổi mục tiêu lạm phát ở mức quá thấp có thể ảnh hưởng tiêu cực tới hoạt

động của nền kinh tế, làm suy giảm tổng sản lượng và tốc độ tăng trưởng GDP (Miller

và VanHoose, 2001).

Tăng trưởng kinh tế 

Mặc dù lưu thông hàng hóa quyết định đến lưu thông tiền tệ trong nền kinh tế. Tuy

nhiên, NHTW có thể sử dụng các công cụ điều hành chính sách tiền tệ tác động trở

lại nhằm kích thích kinh tế tăng trưởng. Theo Cecchetti và ctg (2015) NHTW có thể

tác động đến tốc độ tăng trưởng kinh tế và thất nghiệp thông qua điều chỉnh lãi suất.

Tuy nhiên, trong dài hạn để gia tăng mức sản lượng tiềm năng phụ thuộc vào công

nghệ, quy mô vốn tích tụ, lực lượng lao động và tài nguyên của quốc gia.

Khi nền kinh tế trong giai đoạn suy thoái, NHTW có thể duy trì mức lãi suất thấp

nhằm thúc đẩy tiêu dùng, đầu tư… từ đó hỗ trợ kinh tế phục hồi. Ngược lại, khi nền

kinh tế phát triển quá nóng, NHTW tác động làm gia tăng lãi suất từ đó giảm tiêu

dùng, giảm đầu tư, giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế.

Theo Cecchetti và ctg (2015) điều quan trọng là việc duy trì một tỷ lệ tăng trưởng

kinh tế cao sẽ khó ổn định. Khi đó rủi ro cho nhà đầu tư trên thị trường gia tăng sẽ

kéo theo sự tăng lên của lãi suất. Vì vậy, nền kinh tế ổn định sẽ dẫn đến tăng trưởng

nếu xét trong dài hạn.

 Việc làm cao

Công ăn việc làm được tạo ra nhiều hay ít phụ thuộc rất lớn vào tình hình tăng trưởng

kinh tế. Khi nền kinh tế ở trong giai đoạn tăng trưởng, việc làm được tạo ra nhiều

hơn, tỷ lệ thất nghiệp giảm và ngược lại khi nền kinh tế rơi vào tình trạng suy thoái,

việc làm giảm, tỷ lệ thất nghiệp gia tăng.

Mức việc làm cao là mục tiêu được quan tâm hàng đầu là vì: (i) thất nghiệp cao gây

ra tình trạng khó khăn về tài chính cho cá nhân và gia đình của họ và là mầm mống

nảy sinh các tệ nạn trong xã hội; (ii) thất nghiệp cao sẽ gây áp lực lên cơ cấu chi

tiêu của ngân sách nhà nước và làm lãng phí các nguồn lực khác trong xã hội (máy

móc thiết bị không được khai thác hết công suất) dẫn tới tổn thất về sản lượng

(Mishkin, 2013).

Tuy nhiên, tạo công ăn việc làm không có nghĩa là tỷ lệ thất nghiệp bằng 0. Tỷ lệ thất

nghiệp trong nền kinh tế thường được xác định theo tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên, nghĩa

là tỷ lệ thất nghiệp tương ứng với mức toàn dụng mà tại đó cầu về lao động bằng cung

về lao động. Tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên được cấu thành từ tỷ lệ thất nghiệp tạm thời

và tỷ lệ thất nghiệp cơ cấu. Trong đó, tỷ lệ thất nghiệp tạm thời nảy sinh là do người

lao động cần có thời gian để tìm kiếm được việc làm thích hợp. Tỷ lệ thất nghiệp cơ

cấu xảy ra do không phù hợp giữa yêu cầu của việc làm và kỹ năng lao động sẵn có

của lực lượng lao động.

Chính sách tiền tệ chỉ có thể tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp tạm thời từ đó làm

giảm tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên trong nền kinh tế. Còn việc giảm tỷ lệ thất nghiệp cơ

cấu, chính sách tiền tệ khó có thể thực hiện được mà cần phải thông qua chính sách

công của chính phủ như các chương trình hỗ trợ đào tạo nghề cho người lao động

(Cecchetti và ctg, 2015).

 Ổn định thị trường tài chính:

Ổn định thị trường tài chính là một phần không thể thiếu được trong nhiệm vụ của

một NHTW hiện đại. (Cecchetti và ctg, 2015). Thị trường tài chính là nơi tạo ra nguồn

vốn cho phát triển kinh tế, góp phần quan trọng trong việc điều hòa vốn từ nơi thừa

đến nơi thiếu, giúp nâng cao hiệu quả sử dụng vốn trong nền kinh tế. Ổn định thị

trường tài chính còn giúp các NHTW tránh được các cuộc khủng hoảng tài chính, gây

ra các tác động tiêu cực cho nền kinh tế, gảm thiểu rủi ro hệ thống.

 Ổn định lãi suất:

Lãi suất là biến số vĩ mô quan trọng trong nền kinh tế, ảnh hưởng đến quyết định chi

tiêu, tiết kiệm và đầu tư của doanh nghiệp và cá nhân. Khi lãi suất ở mức thấp sẽ kích

thích người dân vay mượn và chi tiêu. Ngược lại, khi lãi suất tăng lên, người dân sẽ

hạn chế đi vay và chi tiêu ít hơn. Ngoài ra, khi lãi suất biến động mạnh sẽ làm gia

tăng phần bù rủi ro, từ đó gây khó khăn cho hoặt động đầu tư, giảm hiệu quả của nền

kinh tế (Cecchetti và ctg, 2015). Do đó, ổn định lãi suất là một mục tiêu quan trọng

mà NHTW hướng tới để ổn định môi trường kinh tế vĩ mô.

 Ổn định tỷ giá hối đoái

Biến động tỷ giá hối đoái là một trong những mối quan tâm lớn của các NHTW tại

các nền kinh tế mở. Tỷ giá giảm làm nội tệ lên giá, làm giảm sức cạnh tranh của hàng

hóa trong nước; ngược lại tỷ giá tăng có thể gây áp lực lên lạm phát qua con đường

nhập khẩu. Thêm vào đó, tỷ giá biến động mạnh sẽ ảnh hưởng đến các kế hoạch sản

xuất kinh doanh và đầu tư của doanh nghiệp, tiêu dùng của cá nhân (Mishkin, 2013).

Ổn định tỷ giá vì vậy trở thành một mục tiêu quan trọng của CSTT.

Tùy vào từng giai đoạn phát triển cụ thể của nền kinh tế mà NHTW sẽ ưu tiên lựa

chọn mục tiêu nào cho phù hợp. Tuy nhiên, trong dài hạn các NHTW thường theo

đuổi một mục tiêu là duy trì một tỷ lệ lạm phát ổn định, tạo môi trường vĩ mô thuận

lợi cho phát triển kinh tế.

- Mục tiêu trung gian

Do tác động của CSTT đến các mục tiêu cuối cùng thường có độ trễ nhất định, NHTW

thường sử dụng mục tiêu trung gian để xem xét phản ứng của nền kinh tế từ đó có

những điều chỉnh phù hợp giúp cho việc đạt đến mục tiêu cuối cùng (Mishkin, 2013).

Theo Miller và VanHoose (2001), tiêu chuẩn để NHTW lựa chọn mục tiêu trung gian

là: có mối tương quan cao và ổn định với mục tiêu cuối cùng, có thể đo lường được

một cách chính xác dễ dàng và NHTW có thể kiểm soát hiệu quả. Với những tiêu

chuẩn đó, các mục tiêu trung gian của CSTT thường được các NHTW sử dụng là: chỉ

tiêu về lượng là cung tiền (có thể là M1, M2 hoặc M3) hoặc chỉ tiêu về giá là lãi suất

(ngắn hạn hoặc dài hạn). Tuy nhiên, NHTW không thể cùng lúc sử dụng cả cung tiền

và lãi suất làm mục tiêu trung gian, lựa chọn cung tiền làm mục tiêu sẽ mất khả năng

kiểm soát lãi suất và ngược lại (Mishkin, 2013).

- Mục tiêu hoạt động

Mặc dù các mục tiêu trung gian có tác động trực tiếp đến mục tiêu cuối cùng nhưng

không thể phản ứng ngay lập tức với các tác động của NHTW thông qua các công cụ

chính sách. Do vậy, NHTW phải lựa chọn thêm các mục tiêu hoạt động để đạt được

mục tiêu trung gian. Mục tiêu hoạt động một mặt cung cấp những thông tin mang tính

chỉ dẫn giúp nhà điều hành tiền tệ đưa ra các quyết định điều hành hàng ngày; mặt

khác cung cấp cho thị trường những thông tin về trạng thái điều hành CSTT của

NHTW. Chính vì vậy, mục tiêu hoạt động được lựa chọn phải có được những tiêu

chuẩn như: có mối quan hệ mật thiết với mục tiêu trung gian, NHTW có thể đo lường

được, phản ứng nhanh dưới tác động của công cụ chính sách. Theo đó, các biến số

thường được lựa chọn về lượng là lượng tiền cơ sở hay dự trữ của các ngân hàng

trung gian; về giá là lãi suất liên ngân hàng, lãi suất thị trường mở, lãi suất tín phiếu

kho bạc (Miller và VanHoose, 2001).

Để đạt được mục tiêu điều hành CSTT, NHTW sử dụng các công cụ nhằm tác động

và điều tiết khối tiền trong lưu thông (hoặc lãi suất) từ đó đạt được các mục tiêu trong

từng thời kỳ nhất định. Các công cụ được sử dụng phổ biến là dự trữ bắt buộc, chính

sách chiết khấu và nghiệp vụ thị trường mở.

2.1.1.3 Các công cụ của chính sách tiền tệ

- Dự trữ bắt buộc

Tỷ lệ dự trữ bắt buộc là tỷ lệ phần trăm phản ánh mức dự trữ mà các ngân hàng thương

mại bắt buộc phải thực hiện tính trên tổng số dư tiền gửi các loại. Các NHTM có thể

dự trữ dưới dạnh tiền mặt hoặc tiền gửi tại NHTW Khi NHTW tăng (giảm) tỷ lệ dự

trữ bắt buộc sẽ tác động làm giảm (tăng) tiềm năng tín dụng của các NHTM (Lê Thị

Tuyết Hoa và ctg, 2016). Ngoài ra, việc tăng (giảm) tỷ lệ dự trữ bắt buộc còn tác động

làm giảm(tăng) lãi suất chiết khấu của NHTW (Mishkin, 2013).

- Chính sách chiết khấu

Chính sách chiết khấu là biện pháp mà NHTW thực hiện các khoản cho vay đối với

các ngân hàng thương mại bằng cách chiết khấu, tái chiết khấu các loại giấy tờ có giá

nhằm cung ứng tiền vào lưu thông và thực hiện vai trò người cho vay cuối cùng.

Theo Madura (2014) chính sách chiết khấu có thể tác động đến lượng vốn vay trên

thị trường theo hai cách: tác động đến lãi suất cho vay và tác động đến quy mô vốn

vay. Nghĩa là khi NHTW có thể mở rộng tiền tệ bằng cách sử dụng chính sách chiết

khấu: tăng hạn mức chiết khấu và giảm lãi suất chiết khấu, qua đó tác động làm tăng

cung quỹ cho vay, làm lãi suất trên thị trường liên ngân hàng giảm, lãi suất trên thị

trường tín dụng giảm, kích thích đầu tư, chi tiêu tiêu dùng, từ đó làm tăng tổng cầu

trong nền kinh tế. Ngược lại, khi muốn thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt NHTW sẽ

giảm hạn mức chiết khấu và tăng lãi suất chiết khấu.

Sự thay đổi của lãi suất chiết khấu có thể coi như tín hiệu định hướng chính sách tiền

tệ của NHTW. Khi NHTW công bố tăng lãi suất chiết khấu đó là tín hiệu của chính

sách thắt chặt tiền tệ và ngược lại. Từ đó có tác dụng hướng dẫn hành vi của các chủ

thể trên thị trường.

- Nghiệp vụ thị trường mở

Nghiệp vụ thị trường mở là công cụ để NHTW thực hiện việc cung ứng và điều hòa

khối lượng tiền tệ thông qua hành vi mua hoặc bán các loại công trái, trái phiếu kho

bạc, chứng thư tài sản khác… gọi chung là chứng khoán. Đây là công cụ CSTT quan

trọng nhất vì mỗi hành vi mua (bán) trên thị trường mở sẽ tác động làm tăng (giảm)

cơ số tiền tệ (Lê Thị Tuyết Hoa và ctg, 2016).

Nghiệp vụ thị trường mở là một trong các công cụ điều hành chính sách tiền tệ đạt

hiệu quả cao và hiện đang được nhiều nước trên thế giới sử dụng. Về mặt hình thức,

thị trường mở là thị trường giao dịch các chứng khoán nợ cả ngắn hạn và dài hạn. Tuy

nhiên khác với các khái niệm có phạm vi và loại hình công cụ rõ ràng như thị trường

chứng khoán hay thị trường tiền tệ, thị trường mở ở các nước khác nhau lại khác nhau

về phạm vi, loại hình công cụ và thời hạn của các công cụ giao dịch trên thị trường.

Đối với một số nước, hàng hoá giao dịch trên thị trường mở chỉ gồm các giấy tờ có giá

ngắn hạn và đối tác tham gia chỉ là các tổ chức tín dụng. Khi đó, thị trường mở là một

bộ phận của thị trường tiền tệ.

Đối với một số quốc gia khác như Mỹ, Đức các giấy tờ có giá dài hạn cũng có thể giao

dịch, khi đó thị trường mở bao gồm cả một phần của thị trường chứng khoán. Điều đó

có nghĩa là các giới hạn, quy định khác nhau về hàng hoá và đối tác tham gia thị trường

mở với NHTW sẽ quyết định khái niệm cụ thể về thị trường mở ở từng nước.

Theo Mishkin (2013), nghiệp vụ thị trường mở là công cụ có ưu điểm hơn hẳn các

công cụ khác ở độ linh hoạt, chính xác và hiệu quả tức thì vì vậy công cụ này được

các NHTW trên thế giới sử dụng chủ yếu khi muốn điều tiết lượng tiền cung ứng.

2.1.2 Thị trường chứng khoán

2.1.2.1 Khái niệm thị trường chứng khoán

Thị trường chứng khoán trên thế giới đã ra đời và hoạt động hàng trăm năm qua, là

một bộ phận không thể thiếu của thị trường tài chính. Theo Cecchetti và ctg (2006),

TTCK gồm có thị trường cổ phiếu, thị trường trái phiếu và thị trường phái sinh. Trong

đó, thị trường cổ phiếu là nơi mua bán trao đổi các loại cổ phiếu đã được phát hành.

Thị trường trái phiếu là thị trường giao dịch các công cụ nợ trung và dài hạn, cho

phép chuyển nhượng vốn từ người cho vay sang người đi vay. Thị trường phái sinh

là thị trường mua bán các hợp đồng phái sinh như: hợp đồng giao sau, hợp đồng

quyền chọn, hợp đồng hoán đổi với mục đích chính là chuyển nhượng rủi ro.

Như vậy, có thể hiểu về mặt hình thức, TTCK là nơi diễn ra các hoạt động trao đổi,

mua bán, chuyển nhượng các loại chứng khoán trung và dài hạn, qua đó thay đổi chủ

thể nắm giữ chứng khoán. Việc giao dịch chứng khoán có thể được thực hiện thông

qua các Sở giao dịch chứng khoán hoặc giao dịch qua quầy.

Xét về bản chất, TTCK là nơi tập trung và phân phối các nguồn vốn 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.

Vì vậy, TTCK thực chất là quá trình vận động của tư bản tiền tệ. Các chứng khoán mua

bán trên TTCK có thể đem lại thu nhập cho người nắm giữ nó sau một thời gian nhất

định và được lưu thông trên TTCK theo giá cả thị trường. Đây là nơi mua bán các

quyền sở hữu về tư bản và là hình thức phát triển cao của nền sản xuất hàng hoá.

2.1.2.2 Chỉ báo về hoạt động của thị trường chứng khoán

Theo Bodie (2013) chỉ số giá chứng khoán, khối lượng và giá trị giao dịch cổ phiếu

là những chỉ báo quan trọng phản ánh hoạt động của TTCK. Trong đó, chỉ số giá

chứng khoán là chỉ số phản ánh sự biến đổi của giá chứng khoán tại một thời điểm so

với thời điểm gốc nào đó. Chỉ số giá cổ phiếu là loại thông tin quan trọng nhất của

thị trường và thường được các nhà đầu tư sử dụng trong phân tích đầu tư chứng khoán

(Nguyễn Đăng Nam, 2006).

Mỗi TTCK đều xây dựng hệ thống chỉ số giá cổ phiếu riêng, có thể được tính cho

toàn bộ cổ phiếu thuộc thị trường của một quốc gia hoặc từng ngành, nhóm ngành.

Theo Đào Lê Minh (2009), chỉ số giá cổ phiếu được tính theo nhiều phương pháp

khác nhau như sau:

I (cid:3404) (cid:4666)2.1(cid:4667) - Chỉ số giá bình quân giản đơn (cid:3041) ∑ (cid:1842)(cid:3036)(cid:3047) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869) (cid:3041) ∑ (cid:1842)(cid:3036)(cid:3042) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)

Trong đó:

I: chỉ số giá cổ phiếu bình quân

Pit: Giá cổ phiếu i thời kỳ t

Pio: Giá cổ phiếu i thời kỳ gốc

Theo phương pháp này, cổ phiếu nào có giá trị càng cao thì càng có ảnh hưởng

lớn đến số bình quân. Với cùng một mức tăng giá nhưng cổ phiếu có giá trị cao

sẽ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu bình quân lớn hơn cổ phiếu có giá trị thấp. Vì

vậy, chỉ số bình quân không phản ánh được mức thay đổi bình quân.

- Chỉ số bình quân gia quyền giá trị

Đây là chỉ số giá cổ phiếu được tính bình quân gia quyền với các quyền số sau:

(i) quyền số giá trị (value weighted): là tỷ trọng vốn hóa thị trường của từng cổ

phiếu trong tổng thể; (ii) quyền số giá cả (price weighted): là giá cả của từng cổ

phiếu được tham gia tính toán.

 Chỉ số giá bình quân Laspeyres

(cid:3041) ∑ (cid:1869)(cid:3036)(cid:2868) . (cid:1868)(cid:3036)(cid:3047) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869) (cid:3041) ∑ (cid:1869)(cid:3036)(cid:2868) . (cid:1868)(cid:3036)(cid:2868) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)

(cid:4666)2.2(cid:4667) I (cid:3404)

Trong đó:

I: chỉ số giá cổ phiếu bình quân

pit: Giá cổ phiếu i thời kỳ báo cáo (t)

pio: Giá cổ phiếu i thời kỳ gốc (0)

qit: Khối lượng cổ phiếu i niêm yết thời kỳ báo cáo (t)

qio: Khối lượng cổ phiếu i niêm yết thời kỳ gốc (0)

Phương pháp này lấy quyền số là giá trị cổ phiếu niêm yết thời kỳ gốc nên không

cần phải thường xuyên cập nhật. Tuy nhiên, nhược điểm của phương pháp này là

không phản ánh được cơ cấu biến đổi của thị trường.

 Chỉ số giá bình quân Paascher

(cid:3041) ∑ (cid:1869)(cid:3036)(cid:3047) . (cid:1868)(cid:3036)(cid:3047) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869) (cid:3041) ∑ (cid:1869)(cid:3036)(cid:3047) . (cid:1868)(cid:3036)(cid:2868) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)

I (cid:3404) (cid:4666)2.3(cid:4667)

Trong đó:

I: chỉ số giá cổ phiếu bình quân

pit: Giá cổ phiếu i thời kỳ báo cáo (t)t

pio: Giá cổ phiếu i thời kỳ gốc (0)

qit: Khối lượng cổ phiếu i niêm yết thời kỳ báo cáo (t)

qio: Khối lượng cổ phiếu i niêm yết thời kỳ gốc (0)

Phương pháp này lấy quyền số là khối lượng cổ phiếu niêm yết thời tính toán nên

phản ánh được vai trò của các cổ phiếu niêm yết thời kỳ báo cáo. Tuy nhiên, nhược

điểm của phương pháp này là phải thường xuyên cập nhật về số lượng cổ phiếu

niêm yết. Phương pháp tính chỉ số Paascher được sử dụng phổ biến để tính chỉ số

giá cổ phiếu tại nhiều TTCK trên thế giới như: chỉ số KOSPI (Hàn Quốc), S&P

500 (Mỹ), TOPIX (Nhật Bản), HANGSENG (Hồng Kông)…

- Chỉ số giá bình quân nhân

Là chỉ số giá bình quân nhân giữa chỉ số giá Paascher và chỉ số giá Laspeyres

theo công thức sau:

I(cid:2890) (cid:3404) (cid:3493)I(cid:2900). I(cid:2896) (cid:4666)2.4(cid:4667)

Trong đó:

IF: chỉ số giá Fisher

IP: chỉ số giá Paascher

IL: chỉ số giá Laspeyres

Chỉ số này giúp khắc phục nhược điểm của chỉ số Paascher và Laspeyres. Tuy nhiên,

theo Bodie (2013) các chỉ số chứng khoán hiện nay sử dụng phiên bản sửa đổi của

chỉ số Paascher với trọng số là giá trị thị trường của lượng cổ phiếu thả nổi tự do

(free loat), tức là bằng giá trị cổ phiếu tự do trao đổi giữa các nhà đầu tư, không tính

đến lượng cổ phần được nắm giữ bởi các cổ đông sáng lập hay các chính phủ.

2.1.2.3 Vai trò của thị trường chứng khoán

TTCK là một định chế tài chính tất yếu của nền kinh tế thị trường phát triển, là cầu

nối giữa nguồn cung và cầu vốn trong nền kinh tế. Một TTCK lành mạnh, hoạt động

có hiệu quả sẽ tạo điều kiện khai thác tốt các tiềm năng của nền kinh tế, giúp cho việc

thu hút và phân phối vốn trong nền kinh tế đạt hiệu quả cao nhất.

- Huy động vốn đầu tư cho nền kinh tế

TTCK hoạt động như một trung tâm thu hút mọi nguồn vốn tiết kiệm lớn nhỏ của

từng hộ dân cư, nguồn vốn tạm thời nhàn rỗi từ các doanh nghiệp, các tổ chức tài

chính tạo thành nguồn vốn khổng lồ tài trợ cho nền kinh tế mà các phương thức khác

không thể làm được. Bên cạnh đó, TTCK là công cụ cho phép vừa thu hút vừa kiểm

soát vốn đầu tư nước ngoài một cách tốt nhất vì nó hoạt động theo nguyên tắc công

khai. Thông qua TTCK, Chính phủ sẽ kiểm soát được việc tham gia đầu tư của các

định chế, cá nhân nước ngoài vào các công ty hay các loại chứng khoán ở từng thời

điểm nhất định.

TTCK tạo ra cơ hội cho các doanh nghiệp có vốn để mở rộng sản xuất kinh doanh và

thu lợi nhuận nhiều hơn, đồng thời góp phần quan trọng trong việc kích thích các

doanh nghiệp làm ăn ngày càng hiệu quả bằng cách vừa sản xuất kinh doanh hàng

hóa vừa mua bán thêm chứng khoán tạo thêm lợi nhuận.

Bằng cách hỗ trợ các hoạt động đầu tư của doanh nghiệp, TTCK đã có những tác động

quan trọng đối với sự phát triển của nền kinh tế quốc dân. Thông qua TTCK, Chính

phủ và chính quyền các địa phương huy động được các nguồn vốn cho mục đích sử

dụng và đầu tư phát triển hạ tầng kinh tế, phục vụ các nhu cầu chung của xã hội.

- Cung cấp môi trường đầu tư và tạo tính thanh khoản cho chứng khoán

Từ khi TTCK ra đời, công chúng có thêm một kênh đầu tư mới, đa dạng và phong

phú hơn. Những người tiết kiệm có thể tự mình hoặc thông qua những nhà tài chính

chuyên nghiệp lựa chọn những loại cổ phiếu, trái phiếu của các công ty khác nhau từ

nhiều ngành nghề, lĩnh vực khác nhau.

TTCK cung cấp cho công chúng một môi trường đầu tư lành mạnh với cơ hội lựa

chọn phong phú. Các loại chứng khoán trên thị trường rất khác nhau về tính chất, thời

hạn và độ rủi ro, vì thế cho phép các nhà đầu tư có thể lựa chọn loại hàng hóa phù

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

Chính vì vậy, TTCK góp phần đáng kể làm tăng mức tiết kiệm quốc gia và tác động

đến sự giàu có của hộ gia đình cũng như tiêu dùng của họ. Các hộ gia đình sẽ tăng

tiêu dùng khi các tài sản của họ tăng thêm giá trị và ngược lại. Do đó, khi giá cổ phiếu

tăng, sự giàu có của hộ gia đình tăng lên dẫn đến chi cho tiêu dùng tăng và kết quả là

GDP tăng trưởng.

Bên cạnh đó, nhờ có TTCK mà các nhà đầu tư có thể chuyển đổi các chứng khoán

thành tiền mặt và ngược lại. Khả năng thanh khoản là một trong những đặc tính hấp

dẫn của chứng khoán đối với nhà đầu tư. Đây là yếu tố cho thấy tính linh hoạt, an

toàn của vốn đầu tư. TTCK hoạt động càng năng động và hiệu quả thì càng có khả

năng nâng cao tính thanh khoản của các chứng khoán giao dịch trên thị trường.

- Kích thích các doanh nghiệp hoạt động hiệu quả hơn

Khi tham gia niêm yết trên TTCK tập trung, các doanh nghiệp niêm yết cần phải đáp

ứng được một số điều kiện cụ thể, nhất định theo qui định như: vốn điều lệ, tình hình

tài chính và phải công khai kết quả hoạt động SXKD theo chế độ báo cáo định kỳ.

Với sức ép thường xuyên của thị trường, với quyền tự do lựa chọn mua chứng khoán

của nhà đầu tư đòi hỏi các nhà quản lý doanh nghiệp phải biết tính toán, nâng cao

hiệu quả hoạt động kinh doanh. Từ đó, tạo ra một môi trường cạnh tranh lành mạnh

nhằm nâng cao hiệu quả sử dụng vốn, kích thích áp dụng công nghệ mới và nâng cao

chất lượng sản phẩm, tối đa hóa lợi nhuận.

- Tạo tiền đề cho quá trình cổ phần hóa

TTCK là nơi tập trung được toàn bộ cung cầu về vốn và cũng là nơi hội tụ nhiều nhất

các NĐT, do đó nó có tác động rất lớn trong việc nhanh chóng chuyển các DNNN

thành các công ty cổ phần một cách có hiệu quả nhất.

Với nguyên tắc hoạt động trung gian, đấu giá, công khai và là nơi mà hoạt động mua

bán chứng khoán diễn ra hàng ngày, hàng giờ. TTCK chính là cơ sở làm cho quá trình

cổ phần hóa theo đúng pháp luật và phù hợp với xu hướng phát triển của nền kinh tế.

Chỉ có thông qua TTCK, Nhà nước mới có thể thực hiện được cổ phần hóa đối với

bất kỳ loại hình doanh nghiệp nào. Mục tiêu chủ yếu của cổ phần hóa các DNNN và

các loại hình doanh nghiệp khác là thu hút mọi nguồn vốn nhỏ lẻ trong dân chúng

vào đầu tư. Vì vậy, TTCK còn là tiền đề vật chất cho quá trình cổ phần hóa.

- Tạo môi trường giúp Chính phủ thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô và phát

triển kinh tế - xã hội

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

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

trưởng và ngược lại là dấu hiệu tiêu cực không tốt cho nền kinh tế. Vì thế, TTCK còn

được gọi là phong vũ biểu của nền kinh tế và là một công cụ quan trọng giúp Chính

phủ thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô.

Thông qua TTCK, Chính phủ có thể mua hoặc 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 và NHTW

cũng có thể sử dụng một số chính sách, biện pháp tác động vào TTCK nhằm định

hướng đầu tư, đảm bảo cho sự phát triển cân đối của nền kinh tế.

2.2 TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG

KHOÁN

2.2.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu

2.2.1.1 Cơ chế tác động của cung tiền đến giá cổ phiếu

- Theo lý thuyết số lượng tiền tệ

Theo lý thuyết số lượng tiền tệ của Brunner (1961), Friedman và Schwartz (1975)

CSTT có thể tác động đến giá cổ phiếu qua việc lựa chọn danh mục của nhà đầu tư.

Khi NHTW nới lỏng tiền tệ, nhà đầu tư đang nắm giữ các tài sản khác nhau trong

danh mục sẽ chuyển từ nắm giữ tiền sang nắm giữ các tài sản có mức sinh lời cao

hơn, trong đó có cổ phiếu (hiệu ứng của cải). Sự gia tăng của mức cầu cổ phiếu sẽ

đẩy giá cổ phiếu trên thị trường tăng lên.

Rozeff (1974) đã đưa ra mô hình danh mục đầu tư tiền tệ (monetary portfolio model)

vận dụng lý thuyết số lượng tiền tệ để giải thích về mối quan hệ giữa chính sách tiền

tệ và giá cổ phiếu. Theo đó tác động của sự gia tăng cung tiền là dẫn đến sự tăng lên

của mức giá cả hàng hóa, từ đó làm tăng tỷ lệ lạm phát dự tính trong nền kinh tế. Việc

tăng tỷ lệ lạm phát dự tính (theo hiệu ứng Fisher) sẽ làm tăng lãi suất danh nghĩa. Lý

thuyết số lượng tiền tệ cho thấy nhà đầu tư sẽ chuyển từ nắm giữ tiền sang nắm giữ

các tài sản tài chính (trong đó có cổ phiếu) để được hưởng tỷ suất sinh lời cao hơn,

do đó thúc đẩy tăng giá cổ phiếu trên thị trường.

Như vậy, theo lý thuyết số lượng tiền tệ tác động của cung tiền đến giá cổ phiếu được

thể hiện như sau:

MS ↑ → do tác động của hiệu ứng của cải → cầu cổ phiếu ↑ → giá cổ phiếu ↑

- Theo mô hình chiết khấu cổ tức

Từ mô hình chiết khấu cổ tức của Gordon (1962), Patelis (1997) cho rằng CSTT có

thể tác động đến giá cổ phiếu qua hai cách. Cách thứ nhất là ảnh hưởng trực tiếp đến

giá cổ phiếu thông qua tác động đến lãi suất yêu cầu của nhà đầu tư. Khi NHTW thực

hiện nới lỏng tiền tệ sẽ làm giảm lãi suất trên thị trường, do đó cũng làm giảm lãi suất

yêu cầu của nhà đầu tư khi mua cổ phiếu công ty, từ đó làm tăng giá cổ phiếu. Theo

Ioannidis và Kontonikas (2008) cơ chế tác động trên xảy ra dựa trên hai giả định là:

lãi suất chiết khấu mà nhà đầu tư trên thị trường sử dụng có liên hệ chặt chẽ với lãi

suất thị trường và giả định thứ hai là NHTW có thể tác động đến lãi suất thị trường.

Cách thứ hai là ảnh hưởng gián tiếp đến giá cổ phiếu thông qua tác động đến lợi

nhuận kỳ vọng của công ty trong tương lai, từ đó ảnh hưởng đến cổ tức kỳ vọng. Việc

nới lỏng CSTT sẽ tác động giảm lãi suất, do đó kích thích doanh nghiệp tăng đầu tư,

mở rộng sản xuất dẫn đến lợi nhuận được kỳ vọng sẽ tăng lên, từ đó làm tăng giá cổ

phiếu trên TTCK. Vì vậy, nếu CSTT có ảnh hưởng đến nền kinh tế thì TTCK cũng

bị ảnh hưởng bởi các yếu tố của CSTT.

Như vậy, theo mô hình chiết khấu cổ tức, nếu gọi MS là cung tiền, r là lãi suất thị

trường, Y là tổng sản lượng, CF là dòng tiền kỳ vọng, SP là giá cổ phiếu, tác động

của CSTT đến giá cổ phiếu được tóm tắt lại như sau:

MS ↑ → r ↓ → SP ↑ (tác động trực tiếp)

MS ↑ → r ↓→ Y ↑, CF ↑ → SP ↑ (tác động gián tiếp)

- Theo lý thuyết thị trường hiệu quả

Theo Fama (1970) thị trường hiệu quả dạng trung bình cho thấy những thay đổi trong

kỳ vọng của cung tiền đã bao hàm trong các thông tin đại chúng được công bố, vì vậy

không có tác dụng giúp dự báo giá cổ phiếu.

Bernanke và Kuttner (2005) cho rằng sự tăng lên của cung tiền ngoài kỳ vọng là dấu

hiệu cho thấy trong tương lai CSTT sẽ được điều chỉnh. Nếu NHTW đang kiểm soát

tốc độ tăng trưởng cung tiền, đồng thời các nhà đầu tư tin tưởng rằng NHTW sẽ bù đắp

việc cung tiền tăng lên ngoài mức kỳ vọng bằng cách thắt chặt tín dụng. Điều này sẽ

làm tăng lãi suất thực trên thị trường, giá cổ phiếu sẽ giảm. Nguyên nhân là do tỷ suất

sinh lời yêu cầu sẽ tăng lên do tăng lãi suất thực trong nền kinh tế, đồng thời dòng tiền

kỳ vọng của doanh nghiệp cũng bị giảm xuống. Vì vậy, chỉ có những thay đổi cung

tiền ngoài mức kỳ vọng mới có tác động và có thể dùng để dự báo giá cổ phiếu, được

thể hiện tóm tắt như sau:

MS ↑ ngoài kỳ vọng → lạm phát kỳ vọng ↑ → r ↑ → Y ↓, CF ↓→ SP ↓

MS ↑ ngoài kỳ vọng → kỳ vọng thắt chặt tiền tệ trong tương lai → r ↑ → Y ↓,

CF↓→ SP ↓

MS ↑ ngoài kỳ vọng → bất ổn về chính sách ↑ → rủi ro tăng → SP ↓

Vì TTCK đại diện cho hoạt động sản xuất kinh doanh của nền kinh tế nên giá cổ phiếu

sẽ nhạy cảm với những biến động trong cung tiền. Nếu NHTW chủ trương mở rộng

cung tiền để kích thích kinh tế tăng trưởng thông qua tác động giảm lãi suất và mở

rộng tín dụng sẽ kích thích các doanh nghiệp đầu tư, mở rộng sản xuất, lợi nhuận gia

tăng.

Theo mô hình chiết khấu cổ tức giá cổ phiếu trên thị trường cũng sẽ tăng lên. Ngoài

ra, khi lãi suất thị trường giảm còn làm chi phí cơ hội sử dụng vốn đầu tư chứng khoán

giảm xuống, kích thích dòng tiền vào TTCK và làm tăng giá cổ phiếu. Có thể thấy mỗi

lý thuyết có cách giải thích khác nhau về mối quan hệ giữa CSTT và giá cổ phiếu trên

TTCK nhưng tổng hợp lại cho thấy việc mở rộng cung tiền (được thông báo trước) có

tác động làm tăng giá cổ phiếu trên thị trường và ngược lại.

2.2.1.2 Cơ chế tác động của lãi suất đến giá cổ phiếu

Lãi suất là giá cả của vốn vay, vì vậy sự tăng lên của lãi suất sẽ tác động làm phân bổ

lại nguồn vốn đầu tư trên thị trường. Theo mô hình chiết khấu cổ tức, sự giảm xuống

của lãi suất sẽ làm tăng giá trị hiện tại của dòng thu nhập từ đầu tư cổ phiếu. Thêm

vào đó, việc nới lỏng tiền tệ sẽ tác động thúc đẩy tiêu dùng và đầu tư, từ đó thúc đẩy

kinh tế tăng trưởng, lợi nhuận của các công ty tăng lên, tăng dòng tiền kỳ vọng trong

tương lai và giá cổ phiếu tăng. Ngược lại, khi lãi suất tăng lên sẽ hạn chế tăng trưởng

tín dụng, các doanh nghiệp sẽ gặp khó khăn khi huy động nguồn tài trợ do chi phí cao.

Xét về tổng thể, giảm lãi suất giúp kinh tế tăng trưởng tốt hơn, qua đó TTCK với tư

cách là “hàn thử biểu” của nền kinh tế sẽ tăng tương ứng với kỳ vọng từ việc giảm

lãi suất này.

Hơn nữa, khi lãi suất thay đổi sẽ tác động đến lãi suất tiền gửi ngân hàng. Nhà đầu

tư sẽ tiến hành phân bổ lại danh mục đầu tư giữa tiền gửi, trái phiếu, cổ phiếu và

các tài sản khác nhằm tối đa hóa lợi nhuận. Lãi suất giảm, giúp kênh đầu tư chứng

khoán trở nên hấp dẫn hơn trong mối tương quan giữa lợi nhuận - rủi ro. Lãi suất

giảm, sẽ không khuyến khích nhà đầu tư gửi tiền vào ngân hàng, thay vào đó, họ

thường vay thêm vốn với chi phí thấp hơn trước và tìm kiếm những cơ hội khác có

suất sinh lợi cao hơn. Đối với nhà đầu tư chuyên nghiệp, đây là thời điểm tốt để

tham gia TTCK, bởi chi phí đầu tư rẻ và tín hiệu khả quan của nền kinh tế. Do đó,

thị giá của cổ phiếu có thể sẽ tăng lên do “cầu kéo”.

Ngược lại, nếu lãi suất tiền gửi ngân hàng tăng lên, nhà đầu tư sẽ chuyển dòng vốn

từ đầu từ TTCK sang gửi tiền vào ngân hàng, do đó tác động làm giảm giá cổ phiếu,

trái phiếu trên thị trường. Tuy nhiên, sự thay thế đầu tư này còn phụ thuộc vào độ

co dãn của lãi suất đối với quyết định thay thế đầu tư và mức độ ưa thích rủi ro của

nhà đầu tư. Ngoài ra, lãi suất thấp còn làm cho các công cụ có lãi suất cố định như

trái phiếu sẽ trở nên kém hấp dẫn hơn so với cổ phiếu, nhà đầu tư có thể cũng sẽ

chuyển từ kênh trái phiếu sang kênh cổ phiếu. Vì vậy, chính sách nới lỏng tiền tệ sẽ

làm tăng giá cổ phiếu và kết quả là đầu tư cũng tăng theo.

Một số nghiên cứu trong giai đoạn những năm 80 – 90 của thế kỷ XX về tác động

của CSTT đến TTCK đã sử dụng lãi suất chiết khấu của NHTW làm đại diện cho

CSTT. Pearce và Roley (1983) đã chỉ ra rằng lãi suất chiết khấu có tác động ngược

chiều với giá cổ phiếu trên TTCK Mỹ. Jensen và Johnson (1995) cũng tìm ra mối

quan hệ dài hạn giữa lãi suất chiết khấu với tỷ suất sinh lời trên TTCK. Tuy nhiên,

lãi suất chiết khấu chỉ là công cụ trong điều hành CSTT của NHTW, không phản

ánh rõ tác động đối với nền kinh tế.

Vì vậy, các nghiên cứu sau đó của (Thorbecke, 1997; Bernanke và Kuttner, 2005;

Aziza, 2010) chuyển sang sử dụng lãi suất vốn liên bang (Fed fund rate) làm đại

diện cho CSTT. Một số nghiên cứu gần đây tại các thị trường mới nổi như

(Raghavan và Dungey, 2015) trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ, (Raghavan và Dungey, 2015)

tại các nước Đông Nam Á, Tang và ctg (2013) tại Trung Quốc… đều sử dụng lãi

suất liên ngân hàng làm đại diện cho CSTT.

2.2.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến thanh khoản thị trường chứng khoán

2.2.2.1 Khái niệm về thanh khoản thị trường chứng khoán

Theo Lybek và Sarr (2002) khái niệm thanh khoản có thể được nghiên cứu ở nhiều

phạm vi khác nhau như: thanh khoản tài sản (asset liquidity), thanh khoản thị trường

tài sản (an asset’s market liquidity), thanh khoản thị trường tài chính (financial

market’s liquidity) và thanh khoản của định chế tài chính (the liquidity of financial

institutions). Trong đó, thanh khoản của một tài sản là khả năng và chi phí chuyển

đổi tài sản thành tiền hoặc tài sản khác.

Chẳng hạn như tiền mặt hoặc tiền gửi thanh toán tại ngân hàng được xem là tài sản

có tính thanh khoản cao nhất, do các ngân hàng sẵn sàng chi trả cho người gửi ngay

lập tức và không mất bất kỳ chi phí giao dịch nào. Các tài sản khác như cổ phiếu, trái

phiếu để chuyển đổi ra thành tiền hoặc các tài sản khác phải tốn chi phí hoa hồng cho

người môi giới, thời gian chờ bán... nên tính thanh khoản kém hơn. Vì vậy, một cổ

phiếu được coi là có tính thanh khoản cao nếu có chi phí giao dịch thấp, dễ dàng mua

bán tại bất kỳ thời điểm nào và việc giao dịch một lượng lớn không ảnh hưởng nhiều

tới giá thị trường của nó.

Khái niệm thanh khoản thị trường tài sản mang hàm ý rộng hơn thanh khoản tài sản.

Đó là khả năng một lượng lớn tài sản được dễ dàng chuyển nhượng nhanh chóng tại

mức giá hợp lý. Thanh khoản thị trường tài chính ngoài hàm ý như thanh khoản thị

trường tài sản còn phụ thuộc vào khả năng thay thế của các tài sản, thanh khoản của

từng tài sản và đặc điểm riêng của từng tài sản (chẳng hạn như rủi ro tín dụng, kỳ hạn,

quyền biểu quyết...).

Thanh khoản định chế tài chính lại đề cập đến khả năng các định chế tài chính có thể

đáp ứng các giao dịch chuyển đổi giữa tài sản và nghĩa vụ nợ một cách nhanh chóng,

được đo lường bằng tỷ lệ thanh khoản tài sản... Việc nắm giữ càng nhiều tài sản có

tính thanh khoản càng cao, khả năng thanh khoản của định chế tài chính càng tốt.

Từ những khái niệm thanh khoản được đề cập ở trên, trong phạm vi nghiên cứu của

luận án, khái niệm thanh khoản được đề cập là thanh khoản thị trường tài chính, với

đại diện là TTCK. Black (1971) đã cho rằng TTCK được coi là có tính thanh khoản

tốt nếu thỏa mãn các điều kiện sau: (i) luôn có giá hỏi mua và giá chào bán để cho

các nhà đầu tư có thể mua bán chứng khoán ngay lập tức; (ii) chênh lệch giữa giá hỏi

mua và chào bán nhỏ; (iii) nhà đầu tư có thể mua được một lượng lớn chứng khoán

ngay lập tức với chi phí giao dịch thấp.

Theo Harris (1990) lại cho rằng một thị trường cổ phiếu được coi là có tính thanh

khoản cao nếu bất cứ chứng khoán nào đều có thể chuyển đổi thành tiền hoặc ngược

lại với chi phí thấp. Đồng ý với quan điểm này, Elliott (2015) cho rằng thanh khoản

TTCK là khả năng người mua và người bán có thể tiến hành các giao dịch lớn và các

chi phí phát sinh khi giao dịch được thực hiện.

Baker (1996) đã đề cập đến các đặc tính của thanh khoản thị trường bao gồm:

- Tính tức thời (immediacy): thể hiện tốc độ các lệnh giao dịch được thực hiện,

phụ thuộc vào hệ thống giao dịch thanh toán của thị trường, khả năng mua và

bán một lượng cổ phiếu nhất định ở một mức giá tương đương tại cùng một

thời điểm.

- Độ rộng (breath): một thị trường có độ rộng cao khi có các lệnh mua bán được

đặt với khối lượng lớn cổ phiếu.

- Độ sâu (depth): một thị trường có độ sâu lớn khi tồn tại nhiều lệnh đặt mua, đặt

bán tại các mức giá khác nhau xung quanh giá đang được giao dịch trên thị

trường.

- Độ đàn hồi (resiliency): một thị trường được coi là có độ đàn hồi cao nếu có

nhiều lệnh mua và lệnh bán được đặt nhằm phản ứng với sự thay đổi giá trên thị

trường. Thị trường được coi là kém đàn hồi nếu các lệnh mua bán không được

điều chỉnh nhanh chóng khi có sự thay đổi của giá chứng khoán. Như vậy, trong

khi đặc điểm độ sâu của thị trường đề cập đến khối lượng giao dịch tại mức giá

mua và bán tốt nhất thì đặc điểm độ đàn hồi xem xét đến độ co dãn của cung và

cầu chứng khoán.

2.2.2.2 Đo lường thanh khoản thị trường chứng khoán

Thanh khoản TTCK được thể hiện qua nhiều đặc tính khác nhau nên không có một

chỉ tiêu nào có thể đo lường tất cả các đặc điểm đó. Vì vậy, nhiều tác giả trên thế giới

đã phát triển các thước đo thanh khoản khác nhau, mỗi thước đo tập trung vào một

tính chất nhất định của thị trường.

- Tính tức thời của thị trường (immediacy)

Tính thức thời của thị trường đề cập đến thời gian để hoàn thành một giao dịch

(Lybek và Sarr, 2002). Các nhà tạo lập thị trường đóng vai trò quan trọng đối với đặc

tính này. Với hệ thống giao dịch thông qua đại diện, việc tìm kiếm và kết hợp các

lệnh giao dịch phụ thuộc vào tần suất giao dịch và hệ thống thanh toán bù trừ chứng

khoán. Lesmond và ctg (1999) đã đưa ra thước đo chi phí giao dịch nhằm đo lường

tính tức thời của thị trường dựa trên số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0. Hệ

số này được tính như sau:

Zeros (cid:3404) (cid:4666)2.1(cid:4667) Số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lợi bằng 0 trong tháng t Tổng số ngày giao dịch trong tháng t

Thước đo này cho biết khi chi phí giao dịch cao sẽ ngăn cản các nhà đầu tư tiến hành

các giao dịch để khai thác thông tin riêng mà họ có. Vì vậy, thị trường được coi là

kém thanh khoản nếu có hệ số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lợi bằng 0 cao.

- Độ rộng của thị trường (breath)

Theo Lybek và Sarr (2002) lượng cổ phiếu giao dịch (Volume – Based measures) là

một thước đo truyền thống để đo lường thanh khoản của thị trường theo độ rộng

(breath). Chỉ tiêu thường được sử dụng để đo lường theo khối lượng giao dịch là:

 Giá trị cổ phiếu được giao dịch: gồm tổng giá trị của các cổ phiếu được niêm

(cid:2898)

yết được giao dịch trong một đơn vị thời gian: ngày, tháng, quý hoặc năm.

(cid:2919)(cid:2880)(cid:2869)

TV(cid:3047) (cid:3404) (cid:3533) q(cid:2919) x p(cid:2919) (cid:4666)2.2(cid:4667)

Trong đó:

TVt: giá trị cổ phiếu được giao dịch

qi: khối lượng cổ phiếu i được giao dịch

pi: giá cổ phiếu i

N: tổng số cổ phiếu được niêm yết trên thị trường

 Hệ số thanh khoản (Liquidity Ratio – LR)

Đây là chỉ tiêu đo lường thanh khoản phổ biến trong các nghiên cứu thực

nghiệm. LR cho biết mức độ biến động của khối lượng giao dịch bị ảnh hưởng

do thay đổi giá cổ phiếu trên thị trường:

(cid:2904) (cid:2930)(cid:2880)(cid:2869) (cid:2904) (cid:2930)(cid:2880)(cid:2869)

(cid:4666)2.3(cid:4667) LR(cid:2930) (cid:3404) ∑ P(cid:2919)(cid:2930)V(cid:2919)(cid:2930) ∑ |PC(cid:2919)(cid:2930)|

Trong đó:

Vit là tổng khối lượng cổ phiếu i được giao dịch vào ngày t

Pit: giá cổ phiếu i vào ngày t

PCit = Pit – Pit-1: chênh lệch giá cổ phiếu i ngày t so với ngày t-1

LR cho thấy khi giá chứng khoán thay đổi 1%, khối lượng giao dịch thay đổi bao

nhiêu. LR càng cao cho thấy thanh khoản của thị trường càng tốt vì khi một lượng

lớn cổ phiếu được giao dịch chỉ tác động nhỏ đến giá trên thị trường.

- Độ sâu của thị trường (depth)

Tỷ lệ luân chuyển của cổ phiếu (turnover) là chỉ tiêu phổ biến được dùng để đo lường

độ sâu của thị trường. Tỷ lệ này được xác định dựa trên số lượng cổ phiếu giao dịch

và số lượng cổ phần đang lưu hành hoặc giá trị cổ phiếu giao dịch so với giá trị vốn

hóa thị trường:

Turnover (cid:3404) x 100% (cid:4666)2.4(cid:4667) Q S

Trong đó:

Q là tổng số lượng cổ phiếu được giao dịch của thị trường tính theo ngày (hoặc tháng,

quý, năm)

S là lượng cổ phiếu đang lưu hành trên thị trường tính theo ngày (hoặc tháng, quý, năm)

x 100% (cid:4666)2.5(cid:4667) Turnover (cid:3404) V M

Trong đó:

V: tổng giá trị giao dịch của các cổ phiếu trên thị trường tính theo ngày (hoặc tháng,

quý, năm)

M: giá trị vốn hóa toàn thị trường vào cuối ngày (hoặc tháng, quý, năm).

Turnover cho biết số lần một cổ phiếu được giao dịch trong một thời kỳ nhất định.

Hệ số này càng cao cho thấy đây là một thị trường độ rộng và độ sâu cao, thanh khoản

tốt. Đây là thước đo được sử dụng khá phổ biến khi đo lường tính thanh khoản do

tính chất đơn giản và sự sẵn có của dữ liệu giao dịch. Tuy nhiên, thước đo này có hạn

chế là chỉ cho biết mức độ giao dịch thường xuyên như thế nào nhưng lại không phản

ánh chi phí giao dịch. Ngoài ra, do chỉ tập trung vào khối lượng giao dịch nên hệ số

này có khả năng thể hiện sự gia tăng thanh khoản trong thời kỳ TTCK khủng hoảng

thay vì phản ánh sự sụt giảm trong thanh khoản của thị trường.

- Chỉ số thanh khoản Martin

Martin (1975) đã đưa ra một chỉ số mới giúp đo lường độ sâu của thị trường. Chỉ số

này được xác định dựa trên biến động của giá cổ phiếu toàn thị trường so với khối

lượng cổ phiếu được giao dịch:

(cid:4666)2.6(cid:4667) MLIt= (cid:3533) (cid:4666)Pt-Pt-1(cid:4667)2 Qt

Trong đó:

MLI (market liquidity index): chỉ số thanh khoản thị trường ngày t

Pt: giá đóng cửa ngày t của chỉ số chứng khoán

Pt-1: giá đóng cửa ngày t-1 của chỉ số chứng khoán

Qt: khối lượng cổ phiếu được giao dịch ngày t

MLI càng cao cho thấy thanh khoản của thị trường càng thấp do ảnh hưởng của giá

bị phân tán, tác động của giá đến lượng giao dịch càng lớn. Do đó, MLI biến động

ngược chiều với thanh khoản của thị trường hay nói cách khác nó là chỉ tiêu đánh giá

tính thiếu thanh khoản (illiquidity).

- Độ đàn hồi của thị trường (resiliency)

Hasbrouck và Schwartz (1988) đã đưa ra hệ số MEC (Market – Efficiency

Coefficient) giúp đo lường thanh khoản của thị trường qua sự khác biệt trong mức

thay đổi giá ngắn hạn và dài hạn.

MEC (cid:3404) (cid:4666)2.7(cid:4667) Var(cid:4666)R(cid:2904)(cid:4667) T ∗ Var(cid:4666)r(cid:2930)(cid:4667)

Trong đó:

Var (Rt) là phương sai logarit tỷ suất sinh lời cổ phiếu trong dài hạn

Var (rt) là phương sai logarit tỷ suất sinh lời cổ phiếu trong ngắn hạn

T là số thời kỳ ngắn trong một thời kỳ dài

MEC cho biết sự thay đổi của giá được diễn ra liên tục và ổn định trong một thị trường

có thanh khoản tốt, tác động của thông tin mới lên mức giá cân bằng trong ngắn hạn

là khá nhỏ. Do đó, nó là chỉ tiêu phản ánh độ đàn hồi của thị trường. MEC nhỏ hơn 1

cho thấy thị trường có độ đàn hồi cao, mức biến động giá trong ngắn hạn lớn hơn

mức biến động giá trong dài hạn, thanh khoản của thị trường tốt. Ngược lại, nếu MEC

nhỏ hơn 1 cho thấy độ biến động trong dài hạn lớn hơn trong ngắn hạn, độ đàn hồi

của thị trường thấp.

Một phương pháp khác giúp đo lường độ sâu và độ đàn hồi của thị trường là chỉ số

(cid:2888)(cid:3167),(cid:3178)

thiếu thanh khoản (illiquidity) của (Amihud, 2002).

(cid:2914)(cid:2880)(cid:2869)

(cid:4666)2.8(cid:4667) (cid:3533) ILLIQ(cid:2919),(cid:2930) (cid:3404) 1 D(cid:2919),(cid:2930) (cid:3627)R(cid:2919),(cid:2930),(cid:2914)(cid:3627) VOLD(cid:2919),(cid:2930),(cid:2914)

Trong đó:

Di,t: Số ngày giao dịch trong tháng t của cổ phiếu i

Ri,t,d: Tỷ suất lợi nhuận của cổ phiếu i trong ngày d của tháng t

VOLDi,t,d: Giá trị giao dịch của cổ phiếu i trong ngày d của tháng t

Chỉ số thiếu thanh khoản trong tháng t cho toàn thị trường được xác định như sau:

(cid:2898)(cid:3178) (cid:2919)(cid:2880)(cid:2869)

∑ ILLIQ(cid:2919),(cid:2930) AILLIQ(cid:2930) (cid:3404) (cid:2869) (cid:2898)(cid:3178)

Với Nt là số cổ phiếu được giao dịch trong tháng t

Thước đo này dựa trên ý tưởng sử dụng độ nhạy cảm của giá để đo lường mức độ tác

động của các giao dịch lên giá. Nếu giá cả nhạy cảm mạnh với giá trị giao dịch nghĩa

là thị trường càng kém thanh khoản và ngược lại. Ưu điểm của thước đo này là có thể

tính toán được cho những ngày không có sự thay đổi về giá. Còn những ngày có giá trị

giao dịch bằng 0 thì ít có khả năng xảy ra.

Ngoài ra, so với các phương pháp trước, phương pháp của Amihud giúp tiết kiệm thời

gian và chi phí cho việc tính toán vì nó sử dụng số liệu sẵn có về giá và khối lượng giao

dịch hàng ngày. Amihud (2002) cho biết chỉ số thiếu thanh khoản còn có mối quan hệ

cùng chiều với tỷ suất sinh lời kỳ vọng của cổ phiếu.

2.2.2.3 Tác động của chính sách tiền tệ đến thanh khoản thị trường chứng khoán

Theo lý thuyết cấu trúc vi mô thị trường của O'hara (1995), thanh khoản của từng cổ

phiếu phụ thuộc vào đặc điểm riêng của cổ phiếu và cơ chế giao dịch trên thị trường.

Các cổ phiếu được kỳ vọng sẽ thanh khoản tốt hơn nếu những người tham gia thị

trường có thể tìm được nguồn tài trợ rẻ hơn và nhận biết được mức rủi ro thấp của tài

sản đang nắm giữ. Vì CSTT có thể ảnh hưởng đến cả chi phí tài trợ và rủi ro của việc

nắm giữ cổ phiếu nên cũng ảnh hưởng đến thanh khoản cổ phiếu trên thị trường.

Fleming và Remolona (2001) cho rằng việc mở rộng CSTT tác động đến thanh khoản

TTCK thông qua tác động làm giảm chi phí giao dịch và chi phí huy động vốn. Chẳng

hạn thông qua nghiệp vụ thị trường mở, việc mua giấy tờ có giá của NHTW sẽ làm

tăng cơ số tiền tệ, do đó làm tăng cung tiền ra nền kinh tế. Các NHTM có thể mở rộng

tài trợ cho các giao dịch ký quỹ hoặc cho các nhà đầu tư trên TTCK vay. Vì vậy, mở

rộng CSTT sẽ tác động làm gia tăng thanh khoản trên TTCK.

Nghiên cứu của Brunnermeier và Pedersen (2009) đã chứng minh cho điều này dựa

trên việc phát triển mô hình nghiên cứu mối quan hệ tác động qua lại giữa nguồn tài

trợ thanh khoản và thanh khoản của tài sản. Mô hình cho rằng các nhà giao dịch bị

hạn chế về khả năng huy động vốn sẽ gặp khó khăn khi đáp ứng các yêu cầu ký quỹ,

do đó làm giảm thanh khoản của thị trường.

Hơn nữa, sự sụt giảm thanh khoản của thị trường sẽ làm giảm thanh khoản của nguồn

tài trợ do yêu cầu ký quỹ cao hơn. Từ đó lại tác động làm giảm thanh khoản thị trường

và mức ký quỹ lại tiếp tục tăng cao hơn. Vì vậy, CSTT có thể tác động đến thanh

khoản của cổ phiếu trên thị trường thông qua việc nới lỏng (hay thắt chặt) CSTT sẽ

làm giảm bớt (hoặc trầm trọng thêm) tình trạng vay ký quỹ, từ đó tác động làm tăng

(giảm) thanh khoản về vốn của những người tham gia thị trường.

Jensen và Moorman (2010) cũng tìm thấy mối liên hệ mang tính hệ thống giữa CSTT

và thanh khoản cổ phiếu trên thị trường. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy sự mở

rộng của CSTT sẽ làm gia tăng thanh khoản của vốn, từ đó tác động làm tăng thanh

khoản cho toàn bộ thị trường.

Ngoài ra, trong dài hạn CSTT còn tác động đến hành vi nhà đầu tư và cấu trúc thị

trường, từ đó ảnh hưởng đến thanh khoản. Nếu NHTW thực hiện CSTT nới lỏng, duy

trì lãi suất ở mức thấp nhằm thúc đẩy kinh tế, cũng có tác động khuyến khích các nhà

đầu tư tìm kiếm các cơ hội đầu tư với tỷ suất sinh lời cao hơn như đầu tư cổ phiếu,

trái phiếu, mặc dù thanh khoản không cao như gửi ngân hàng. Các quỹ đầu tư cũng

sẽ cơ cấu lại danh mục, đầu tư nhiều hơn vào thị trường cổ phiếu.

Tuy nhiên, mối quan hệ giữa CSTT và thanh khoản thị trường cổ phiếu không phải

lúc nào cũng là quan hệ tuyến tính cùng chiều Đặc biệt trong những năm gần đây,

khi NHTW đã đưa ra một số quy định trong việc hạn chế các NHTM cho vay ký quỹ

và cho vay đầu tư chứng khoán (Freixas và ctg, 2011).

2.3 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN

2.3.1 Một số nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới

Nghiên cứu về tác động của CSTT đến TTCK được thực hiện từ những năm 70 của

thế kỷ XX như (Rozeff, 1974; Pesando, 1974; Auerbach, 1976)... trong đó chủ yếu

nghiên cứu về tác động của cung tiền đến giá cổ phiếu trên TTCK tại Mỹ. Sau đó,

các nghiên cứu về tác động của CSTT đến TTCK tại các quốc gia trên thế giới tiếp

tục phát triển nhiều hướng tiếp cận khác nhau.

Hướng tiếp cận thứ nhất là nghiên cứu tác động của CSTT đến TTCK trong đó xem

xét vai trò của TTCK là kênh truyền dẫn tác động của CSTT đến nền kinh tế. Bên

cạnh các kênh truyền dẫn truyền thống như lãi suất tín dụng, kênh giá tài sản cũng là

kênh truyền dẫn ngày càng quan trọng.

Theo Mishkin (2001) kênh giá tài sản được xem xét gồm: giá chứng khoán, giá bất

động sản và tỷ giá. Hướng nghiên cứu này thường được lồng trong nghiên cứu về cơ

chế truyền dẫn tác động của CSTT đối với nền kinh tế.

Cosimano và ctg (1999) đã khẳng định vai trò của thị trường cổ phiếu trong truyền

dẫn CSTT tại Mỹ. Ehrmann và Fratzscher (2004) đã nhấn mạnh: bên cạnh truyền dẫn

CSTT qua kênh lãi suất và tín dụng, thị trường cổ phiếu cũng là kênh truyền dẫn

mạnh những thay đổi của lãi suất mục tiêu của FED đối với nền kinh tế. Cassola và

Morana (2004) cũng kết luận rằng giá cổ phiếu đóng vai trò quan trọng trong truyền

dẫn CSTT tại châu Âu, đồng thời khuyến nghị CSTT nên tập trung ổn định giá cả

hàng hóa trong dài hạn sẽ góp phần ổn định TTCK. Nghiên cứu của Berument và

Kutan (2007) trên TTCK Thổ Nhĩ Kỳ cũng cho thấy TTCK cũng đóng vai trò đáng

kể truyền dẫn CSTT trong ngắn hạn. Ngoài ra, nghiên cứu còn cho thấy vai trò của

các TTCK mới nổi trong tiến trình toàn cầu hóa thị trường tài chính.

Hướng tiếp cận thứ hai là nghiên cứu phản ứng của giá cổ phiếu trên thị trường trước

những thông báo thay đổi lãi suất điều hành hoặc cung tiền. Theo hướng tiếp cận này,

các nhà nghiên cứu thường sử dụng phương pháp nghiên cứu sự kiện (event study)

với dữ liệu theo tần suất cao (theo ngày hoặc tuần) để đo lường tác động tức thời của

các thông báo CSTT (monetary policy announcements effect) đến giá cổ phiếu trên

thị trường.

Biến đại diện cho CSTT là thay đổi cung tiền được sử dụng trong các nghiên cứu của

(Berkman, 1978; Lynge Jr, 1981; Pearce và Roley, 1983; LeSage và Solocha, 1993).

Trong khi đó, các nghiên cứu của (Smirlock và Yawitz, 1985; Jensen và Johnson,

1995) sử dụng lãi suất chiết khấu làm biến đại diện cho CSTT.Bernanke và Kuttner

(2005), Ekanayake và Sengupta (2009) đo lường phản ứng của giá cổ phiếu đối với

những thay đổi lãi suất vốn liên bang (FED funds rate) xét trên góc độ toàn thị trường

và từng ngành.

Hầu hết các nghiên cứu ở giai đoạn trước những năm 90 của thế kỷ XX thường sử

dụng M1 để đo lường thay đổi cung tiền. Các kết quả nghiên cứu cho thấy các thông

báo về việc gia tăng cung tiền ngoài kỳ vọng làm giảm giá cổ phiếu trên thị trường

do kỳ vọng về lạm phát trong tương lai tăng lên. Các nghiên cứu sử dụng lãi suất làm

biến số đại diện cho CSTT lại chỉ ra rằng kết quả của thắt chặt tiền tệ (bằng cách tăng

lãi suất chiết khấu) là sự sụt giảm của giá cổ phiếu.

Bên cạnh nghiên cứu ảnh hưởng của các thông báo CSTT, các nhà nghiên cứu còn sử

dụng mô hình hồi quy cho dữ liệu thời gian theo tần suất tháng hoặc quý để đánh giá

tác động trong ngắn hạn và dài hạn của các biến số CSTT đến giá cổ phiếu (hoặc tỷ

suất sinh lời cổ phiếu) trên TTCK. Kết quả của các nghiên cứu giai đoạn trước những

năm 1990 của (Pesando, 1974; Rozeff, 1974; Rogalski và Vinso, 1977; Darrat, 1990)

cho thấy thay đổi CSTT (cung tiền hoặc lãi suất) không có quan hệ Granger với giá

cổ phiếu (hoặc tỷ suất sinh lời). Tuy nhiên, các nghiên cứu này chỉ xem xét tác động

trong ngắn hạn với độ trễ từ 1 -3 tháng và sử dụng phương pháp hồi quy OLS.

Từ sau những năm 1990, mô hình VAR của Sims (1991) bắt đầu được sử dụng để

nghiên cứu mối quan hệ này. Thorbecke (1997) đã ứng dụng mô hình VAR với dữ

liệu tần suất tháng trong giai đoạn từ tháng 01/1967 đến tháng 12/1990 để đánh giá

tác động của lãi suất vốn liên bang đến tỷ suất sinh lời cổ phiếu trên TTCK Mỹ.

(Patelis, 1997; Lastrapes, 1998; Corallo, 2006; Ioannidis và Kontonikas, 2008; Li và

ctg, 2010; Aziza, 2010) đã tiếp tục kế thừa mô hình nghiên cứu của Thorbecke (1997)

tại các TTCK phát triển như Anh, Đức, Canada, các nước OECD…

Bên cạnh đó, hướng nghiên cứu này còn được tiếp cận và thực hiện rộng rãi tại các

TTCK mới nổi như nghiên cứu của Tang và ctg (2013) tại Trung Quốc, Abaenewe

và Ndugbu (2012) tại Nigeria, Seong (2013) tại Singapore, Yoshino và ctg (2014) tại

các nước Đông Nam Á…Hầu hết các kết quả nghiên cứu đều cho thấy các cú sốc

trong điều hành CSTT có tác động đến giá cổ phiếu hoặc tỷ suất sinh lời trên TTCK:

việc thắt chặt tiền tệ có tác động ngược chiều đến giá cổ phiếu và ngược lại. Tuy

nhiên, mức độ tác động mạnh hay yếu còn tùy thuộc vào điều kiện cụ thể của từng

quốc gia, khoảng thời gian nghiên cứu và các biến số được nghiên cứu trong mô hình.

Ngoài ra, các nhà nghiên cứu còn thực hiện đánh giá tác động của CSTT đến độ biến

động của giá cổ phiếu hay tỷ suất sinh lời trên TTCK. Mở đầu cho hướng nghiên cứu

này là Schwert (1989). Theo đó, Schwert (1989) đã phân tích mối quan hệ giữa biến

động lợi suất trái phiếu, tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng cung tiền, chỉ số sản xuất công

nghiệp và biến động TSSL trên TTCK. Đồng thời, nghiên cứu còn cho thấy mức độ

ảnh hưởng của độ biến động các biến vĩ mô đến độ biến động TTCK. Phương pháp

nghiên cứu được áp dụng phổ biến trong hướng tiếp cận này là sử dụng mô hình

phương sai thay đổi có điều kiện (ARCH và GARCH) do Engle (1982) đưa ra. Jamali

(2009) đã sử dụng mô hình GARCH để nghiên cứu tác động của các cú sốc CSTT

đến độ biến động TSSL cổ phiếu trên TTCK Mỹ. Ngoài ra, (Jamali, 2009) còn xác

định thông qua kênh truyền dẫn nào mà các quyết định của FED tác động đến độ biến

động của TTCK. Nghiên cứu của (Yusof và AbdulMajid, 2007) trên TTCK Malaysia

sử dụng mô hình GARCH kết hợp với mô hình VAR cho thấy sự biến động của lãi

suất có ảnh hưởng đến biến động TSSL cổ phiếu trên TTCK Malaysia trong giai đoạn

1992 – 2000.

Trong những năm gần đây, đặc biệt là từ sau khủng hoảng tài chính năm 2008, vấn

đề về thanh khoản TTCK được các nhà nghiên cứu đặc biệt quan tâm. TTCK có thanh

khoản tốt sẽ tạo điều kiện cho nguồn vốn được luân chuyển hiệu quả giữa nhà đầu tư,

người tiết kiệm và người cho vay đồng thời cũng đem lại lợi ích cho nền kinh tế.

Theo Levine (2003) một TTCK có thanh khoản tốt sẽ có thúc đẩy tăng trưởng kinh

tế và dòng vốn đầu tư trong tương lai. Ngoài ra, còn giúp phân bổ rủi ro tài chính giữa

các thành viên tham gia thị trường tốt hơn cũng như giúp các thành viên có chiến lược

phòng ngừa rủi ro và xây dựng danh mục đầu tư hiệu quả hơn. Thanh khoản còn là

thông tin cần thiết cho các công ty khi muốn phát hành thêm cổ phiếu. Vì sự thay đổi

của giá cổ phiếu là thông tin quan trọng liên quan đến giá trị vốn hóa thị trường của

công ty cũng như rủi ro thanh khoản.

Hiệu quả của CSTT cũng phụ thuộc vào điều kiện thanh khoản của thị trường tài

chính trong đó có thị trường chứng khoán. Abbassi và Linzert (2012) đã phân tích

hiệu quả của CSTT trong việc điều tiết lãi suất thị trường ở khu vực châu Âu và thấy

rằng lãi suất thị trường tiền tệ sau khủng hoảng phản ứng kém hơn với những thay

đổi trong chính sách lãi suất của NHTW Châu Âu. Sự giảm sút hiệu quả điều hành

CSTT này một phần là do sự sụt giảm trong thanh khoản trên TTCK ở Châu Âu.

Kết quả nghiên cứu của Fernández-Amador và ctg (2013) cũng cho thấy việc mở rộng

CSTT của NHTW Châu Âu dẫn đến sự gia tăng thanh khoản trên TTCK tại các nước

Đức, Ý và Pháp. Vì vậy, một hướng nghiên cứu mới khi đánh giá tác động của CSTT

đến TTCK là nghiên cứu tác động của các biến số CSTT đến thanh khoản TTCK.

Bảng 2.1: Tổng hợp các nghiên cứu ngoài nước

STT

Tác giả

Mục tiêu

Phương pháp

Dữ liệu nghiên cứu

Các nghiên cứu về tác động của CSTT đến giá cổ phiếu

- VAR - Event study

Thorbecke (1997)

- Mỹ, tần suất tháng, từ 01/1953 – 12/1990 - Event study: dữ liệu

Rigobon và Sack (2001)

tần suất theo ngày - Mỹ - Tỷ suất sinh lời ngày

theo

heteroskedasticity – based estimator - VAR

TTCK (S&P 500)

heteroskedasticity – based estimator

Xem xét phản ứng của TSSL cổ phiếu trước các cú sốc CSTT của ứng Phản CSTT đối với sự thay đổi giá cổ phiếu - Tác động của CSTT đến giá cổ phiếu

(Rigobon và Sack, 2004)

- 3/1985 đến 12/1999 - Mỹ - Dữ liệu theo sự kiện, từ 3/1/1994 đến 26/11/2001 (78 ngày chính sách)

- Mỹ - Dữ liệu ngày từ

- Event study - OLS using panel

1994 – 2003

Ehrmann và Fratzscher (2004)

- 79 cuộc họp của

FOMC

corrected standards errors (PCSE)

- CSTT tác động đến cổ phiếu từng ngành, từng công ty) vào ngày có quyết định của FED

- Đo

- Event study - VAR

- Mỹ - Số lần thay đổi lãi suất và số cuộc họp của FOMC

- Dữ liệu tần suất tháng

từ 1989 - 2002

lường phản ứng của giá cổ phiếu đối với những thay đổi của CSTT - Tác động

- VAR

Bernanke và Kuttner (2005) Berument và Kutan (2007)

của CSTT đến TSSL cổ phiếu

- Thổ Nhĩ Kỳ - Dữ liệu theo tháng từ tháng 01/1991 đến 10/2001

- OLS

Ioannidis và Kontonikas (2008)

- Event study

- 13 quốc gia OECD - Dữ liệu tần suất theo tháng từ 1972 – 2002 - Mỹ - Từ

01/1994

đến

Ekanayake và Sengupta (2009)

10/2007

- SVAR

Đo lường tác động của CSTT đến tỷ lời cổ suất sinh phiếu Đo lường phản ứng DJIA với của những thay đổi lãi suất của FED - Tác động

- Canada và Mỹ - Dữ theo theo tháng từ

Li và ctg (2010)

1996 - 2008

của CSTT đến giá cổ phiếu, có xem xét đến độ mở ngoại thương và độ mở TTTC

10 Aziza

- Tác động

- VECM

- 10 quốc gia phát triển

(2010)

và đang phát triển

của CSTT đến hoạt động của TTCK

- Dữ liệu theo tháng từ

1988 – 2008

và

- Tác động

- Granger

causality tets

01/2000

đến

- EU - Từ

của CSTT đến giá cổ phiếu

Stoica Diaconașu (2012) 12 Abaenewe

- Nghiên cứu

02/2012 - Nigeria - Dữ liệu theo tháng từ

tác động của CSTT đến giá cổ phiếu

1985 -2010

- VAR - OLS multiple regressions and correlation coefficient

- Tác động

- VECM

và Ndugbu (2013) Seong (2013)

của CSTT đến TTCK

- Singapore - Dữ liệu

tháng

từ

01/1991 đến 09/2013

14 Yoshino và

- Tác động

- VECM

ctg (2014)

- Iran - Dữ

liệu

tháng

từ

của CSTT đến giá cổ phiếu

15 Raghavan

- SVECM

và Dungey (2015)

- Mối quan hệ giữa CSTT và cú sốc TTCK

01/1998 đến 6/2013 - Singapore, Malaysia, Indonesia, Philippines đến 01/2000

- Từ

12/2011.

Các nghiên cứu về tác động của CSTT đến thanh khoản TTCK

16 Amihud

- Cross

–section

- Mỹ

(2002)

- Phương pháp đo lường tính thiếu

estimation

- Dữ liệu tháng, từ 1963

- 1996

thanh khoản của TTCK

17 Chordia và

- VAR

- Mỹ

- Tác động

ctg (2002)

- Từ

06/1991

đến

12/1998

của CSTT đến thanh khoản TTTP, TTCP

và

- VAR

- Nhật Bản

- Các nhân tố vĩ mô thanh khoản

- Dữ

liệu

tháng,

từ

18 Choi Cook (2006)

và TTCK

01/1975 đến 12/2001

- Tác động

- VAR

- Đan Mạch, Na Uy,

Söderberg (2008)

Thụy Điển

- ARMA

- Dữ

liệu

tháng,

từ

của nhân tố vĩ mô đến thanh khoản TTCK

01/1193 đến 6/2005

- Tác động

- Cross – section

- Thụy Điển

20 Lindqvist và Rietz

estimation

- Dữ

liệu

từ

Du (2010)

của thanh khoản đến giá cổ phiếu

tháng, 6/1993 đến 6/2007

- Time – series

- Mỹ

regression

- Từ

08/1953

đến

12/2009

(Lu- Andrews và Glascock, 2010)

- Tác động của các nhân tố vĩ mô đến thanh khoản TTCK

- Tác động

- Panel

- Đức, Ý, Pháp

estimations

- Dữ

liệu

tháng,

từ

Fernández- Amador và ctg (2013)

của CSTT đến thanh khoản TTCK o

- VAR

01/1999 đến 12/2009

- Jordanian

23 Mousa (2016)

- ANOVA analysis

- Dữ

liệu

tháng,

từ

01/2012 đến 06/2016

- Tác động của các biến số vĩ mô đến thanh khoản TTCK

- Event study

- Thổ Nhĩ Kỳ

Sensoy (2016)

- Tác động của các thông báo CSTT đến thanh khoản TTCK

- Dữ liệu ngày, từ các cuộc họp của NHTW các nước

Nguồn: Tác giả tổng hợp

2.3.2 Một số nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam

Mặc dù TTCK Việt Nam ra đời được hơn 17 năm nhưng thị trường bắt đầu phát triển

chỉ từ năm 2006 đến nay. Việc nghiên cứu định lượng đòi hỏi phải có dữ liệu trong

một khoảng thời gian dài, vì vậy các nghiên cứu về tác động của các nhân tố vĩ mô

và CSTT đến TTCK mới chỉ được thực hiện trong những năm gần đây. Các nghiên

cứu được thực hiện theo hướng đánh giá tác động của các nhân tố vĩ mô như: lạm

phát, sản lượng, tỷ giá, giá vàng, giá dầu thô, cung tiền, lãi suất đến giá cổ phiếu trên

thị trường (thường được lấy đại diện là chỉ số chứng khoán). Do các nghiên cứu được

thực hiện trong nhiều giai đoạn khác nhau với các phương pháp khác nhau nên kết

quả không nhất quán. Phạm Thế Anh (2010) cho thấy trong ngắn hạn các yếu tố vĩ

mô có tác động tức thời đến VNI gồm lãi suất huy động kỳ hạn 3 tháng và tỷ giá

USD/VND, trong khi đó cung tiền và sản lượng tác động cùng chiều với VNI nhưng

sau độ trễ 1 tháng.

Các nghiên cứu của Nguyễn Hữu Tuấn (2011), Phan Đình Nguyên và Tống Trang

Châu (2013), Nguyễn Minh Kiều và Nguyễn Văn Điệp (2013), Phan Thị Bích Nguyệt

và Phạm Dương Phương Thảo (2013), Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn (2014),

Dương Ngọc Mai Phương và Vũ Thị Phương Anh (2015), Thân Thị Thu Thủy (2015)

hầu hết đều tìm thấy mối quan hệ dài hạn giữa các biến số vĩ mô và giá chứng khoán

với các mức độ và chiều hướng tác động khác nhau.

Ngoài ra, một hướng tiếp cận khác là nghiên cứu về tác động của CSTT đến thanh

khoản của TTCK ở cả cấp độ vi mô và vĩ mô cũng bắt đầu được thực hiện tuy chưa

nhiều. Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng (2012) và Trần Thị Hải Lý (2015) đã

tiếp cận ở góc độ vĩ mô khi nghiên cứu tác động của CSTT đến thanh khoản của

TTCK.

Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng (2012) đã sử dụng hai biến để đo lường CSTT

là cung tiền M2 và lãi suất tái cấp vốn; còn biến số đo lường thanh khoản là khối

lượng giao dịch bình quân tháng trên HOSE giai đoạn từ tháng 8/2000 – 8/2012. Dựa

trên kết quả hồi quy OLS cho thấy lãi suất tái cấp vốn có tương quan nghịch chiều với

thanh khoản, còn cung tiền M2 tương quan cùng chiều. Tính thanh khoản với đại diện

là khối lượng giao dịch bình quân tháng trên HOSE không chịu tác động của CSTT

thời kỳ trước hay độ trễ của CSTT. CSTT ban hành thời kỳ nào sẽ ngay lập tức tác

động đến tâm lý giao dịch của nhà đầu tư, biểu hiện qua khối lượng giao dịch trong

ngày, từ đó tác động đến thanh khoản của thị trường.

Nghiên cứu ở giai đoạn từ tháng 09/2007 đến tháng 11/2014, Trần Thị Hải Lý (2015)

sử dụng hai biến số của CSTT gồm tăng trưởng cung tiền và lãi suất liên ngân hàng

với 4 thước đo thanh khoản dựa trên dữ liệu của 643 công ty trên cả HOSE và HNX.

Kết quả cho thấy những thay đổi ngoài kỳ vọng của hai biến số thuộc CSTT không

có ảnh hưởng nào có ý nghĩa lên thanh khoản thị trường. Trong khi đó, sự gia tăng

của tỷ suất sinh lời của thị trường, lạm phát và tăng trưởng sản lượng công nghiệp

góp phần cải thiện thanh khoản. Ngoài ra, biến động của thị trường có ảnh hưởng

nhưng không nhất quán về dấu ở các thước đo thanh khoản.

Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013) lại xem xét tác động của CSTT đến thanh khoản của

TTCK cả cấp độ vi mô và vĩ mô giai đoạn 2008 – 2012 dựa trên dữ liệu của 300 cổ

phiếu giao dịch trên HOSE. Kết quả cho thấy ở cấp độ vi mô, tăng trưởng cung tiền

M0 không tác động đến tính khoản của các chứng khoán riêng lẻ trên HOSE, nhưng

biến lập trường tiền tệ lại tác động ngược chiều đến thanh khoản từng cổ phiếu. Ở

cấp độ vĩ mô, CSTT có tác động đến thanh khoản tổng thể của toàn bộ TTCK Việt

Nam, tuy nhiên mức tác động còn khiêm tốn.

Nghiên cứu của Lê Đạt Chí và Hoàng Thị Phương Thảo (2016) xem xét tác động của

khủng hoảng tài chính toàn cầu 2008 lên thanh khoản TTCK Việt Nam thông qua sử

dụng nhiều thước đo thanh khoản khác nhau với dữ liệu bảng không cân bằng được

thu thập từ 609 công ty trong thời gian từ quý 04/2007 đến quý 04/2013. Sử dụng

phương pháp GMM cho dữ liệu bảng, kết quả cho thấy trong thời kỳ khủng hoảng

thanh khoản cổ phiếu bị sụt giảm so với thời kỳ sau khủng hoảng. Ngoài ra, các biến

số thị trường như: giá trị vốn hóa, tỷ suất sinh lời có tác động mạnh đến thanh khoản

từng cổ phiếu. Các biến số có ảnh hưởng không đáng kể đến thước đo thanh khoản là

đòn bẩy, dòng tiền và tỷ suất sinh lợi của doanh nghiệp.

Bảng 2.2: Tổng hợp các nghiên cứu trong nước

STT

Tên tác giả

Mục tiêu

Thời gian

PPNC

OLS

Phạm Thế Anh (2010)

03/2004 đến 03/2009

Mối quan hệ định lượng trong ngắn hạn giữa các biến vĩ mô và biến động của TTCK

VECM

Nguyễn Hữu Tuấn (2011)

Ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến giá chứng khoán

01/2005 đến 12/2010

OLS

8/2000 đến 8/2012

Kiểm chứng xem liệu CSTT có ảnh hưởng đến thanh khoản TTCK Việt Nam

Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng (2012)

VECM

01/2004 đến 12/2011

Nguyễn Minh Kiều và Nguyễn Văn Điệp (2013)

Đo lường mối quan hệ của 4 yếu tố vĩ mô: CPI, Tỷ giá, M2 và giá vàng trong nước đến mức độ biến động của TTCK VN

VAR

Ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến giá chứng khoán

01/2006 đến 07/2012

Phan Đình Nguyên và Tống Trang Châu (2013)

OLS

7/2000 đến 09/2011

Kiểm định tại VN có tồn tại mối tương quan giữa những nhân tố kinh tế vĩ mô với thị trường chứng khoán VN hay không?

Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013)

VECM

01/2007 đến 12/2012

Ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN trong giai đoạn 2007-2012

Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn (2014)

SVAR

01/2005 đến 12/2014

Phân tích và đo lường chuyển động của TTCK thông qua giá tài sản (chỉ số giá cổ phiếu) thay đổi ntn trước các cú sốc của CSTT

Dương Ngọc Mai Phương, Vũ Thị Phương Anh (2015)

VAR

01/2009 đến 06/2014

Thân Thị Thu Thủy (2015)

Nghiên cứu này nhằm đo lường sự tác động của sáu nhân tố kinh tế vĩ mô đến các chỉ số giá cổ phiếu đang được áp dụng tại (HOSE).

VAR

Trần Thị Hải Lý (2015)

Ảnh hưởng của CSTT lên thanh khoản của TTCK VN

01/2007 đến 11/2014

GMM

Lê Đạt Chí (2016)

Quý 4/2007 đến quý 4/2013

Tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu lên thanh khoản thị trường chứng khoán Việt Nam

Nguồn: Tác giả tổng hợp

Từ tổng quan các nghiên cứu trên thế giới và tại Việt Nam, cho thấy nghiên cứu về

tác động của các nhân tố vĩ mô nói chung và CSTT nói riêng tác động đến TTCK

được rất nhiều nhà nghiên cứu quan tâm. Các nghiên cứu trên thế giới được thực hiện

từ những năm 60 của thế kỷ 20 đến nay đã thay đổi nhiều về nội dung và phương

pháp nghiên cứu với nhiều góc độ khác nhau tại nhiều quốc gia.

Trong khi đó, tại Việt Nam các nghiên cứu về vấn đề này mới chỉ được thực hiện

trong khoảng 5 năm gần đây chủ yếu theo hướng tiếp cận đánh giá tác động của các

biến số vĩ mô đến TTCK mà chưa có nghiên cứu chuyên sâu về tác động của CSTT

đến sự phát triển của TTCK. Trong phạm vi tìm hiểu của tác giả chưa có đề tài nào

được thực hiện nhằm đánh giá tác động của CSTT đến TTCK Việt Nam ở cả hai

hướng tiếp cận là tác động đến giá chứng khoán và tác động đến thanh khoản. Vì vậy,

luận án được thực hiện nhằm bổ sung vào khoảng trống nghiên cứu này.

Kết luận chương 2

Trong chương này đã trình bày khái quát cơ sở lý luận về CSTT, TTCK và hệ thống

hóa các học thuyết, mô hình về tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu và

thanh khoản thị trường. Ngoài ra, việc tổng hợp và xác định các hướng nghiên cứu

về tác động của CSTT đến TTCK tại nhiều quốc gia trên thế giới cũng như ở Việt

Nam được trình bày trong chương. Từ đó chỉ ra khoảng trống nghiên cứu cần được

thực hiện, làm cơ sở cho quá trình lựa chọn phương pháp và mô hình nghiên cứu

được trình bày ở chương tiếp theo.

CHƯƠNG 3

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

Từ việc hệ thống các hướng nghiên cứu cho thấy có nhiều phương pháp được sử dụng

nhằm đánh giá tác động của CSTT đến TTCK. Phương pháp nghiên cứu phổ biến

được sử dụng tại các quốc gia phát triển và đang phát triển là sử dụng mô hình hồi

quy dữ liệu thời gian như: VAR, SVAR, VECM…

Ngoài ra, trong những năm gần đây, phương pháp nghiên cứu sự kiện (event study)

và phương pháp phương sai thay đổi (heteroskedasticity) được sử dụng khi nghiên

cứu về tác động của CSTT đến giá cổ phiếu tại quốc gia có thị trường tài chính và

TTCK phát triển lâu đời. Chẳng hạn như nghiên cứu của Rigobon và Sack (2004),

Hayford và Malliaris (2004), Bernanke và Kuttner (2005) thực hiện trên TTCK Mỹ,

nghiên cứu của Stoica và Diaconașu (2012) trên TTCK châu Âu, Gregoriou và ctg

(2009) nghiên cứu trên thị trường Anh.

Ưu điểm của các phương pháp này là có thể đo lường phản ứng tức thời của TTCK

do những thay đổi từ các thông báo của nhà điều hành CSTT. Tuy nhiên, nhược điểm

các phương pháp này là cần có dữ liệu tần suất cao (theo ngày), các cuộc họp công

bố thay đổi CSTT được ấn định trước, NHTW có định hướng rõ ràng và truyền thông

đầy đủ về hệ thống mục tiêu cũng như các công cụ được sử dụng. Vì vậy, khó có thể

áp dụng phương pháp này để ước lượng cho TTCK tại các nước đang phát triển như

Việt Nam.

Với đặc điểm dữ liệu nghiên cứu thu thập được là dữ liệu thời gian với tần suất tháng,

trong bối cảnh nền kinh tế được xếp vào nhóm đang phát triển và TTCK được MSCI

xếp vào nhóm thị trường cận biên, mô hình hồi quy được sử dụng trong luận án là mô

hình tự hồi quy vector (VAR) và mô hình tự hồi quy vector cấu trúc (SVAR).

3.1.1 Mô hình nghiên cứu đánh giá tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ

phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam

3.1.1.1 Giới thiệu mô hình SVAR

Theo Lütkepohl (2005), dạng tổng quát mô hình SVAR có biến ngoại sinh như sau:

(cid:3043) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869)

(3.1) AY(cid:2930) (cid:3404) Φ(cid:2868) (cid:3397) ∑ Φ(cid:3036) Y(cid:2930)(cid:2879)(cid:2919) (cid:3397) ΨX(cid:2930) (cid:3397) ε(cid:2930)

Trong đó: A là ma trận (n x n) hệ số tác động cùng thời điểm giữa các biến nội sinh;

Yt là vectơ (n x 1) biến nội sinh; Φ0 là vectơ (nx1) của hệ số chặn; Φi (i=1…p) là ma

trận (n x n) hệ số tác động của các biến nội sinh có trễ; Yt-i là ma trận (nxn) các biến

nội sinh trễ; p số bậc trễ của mô hình; Xt là vectơ biến ngoại sinh; Ψ là vectơ hệ số

của các biến ngoại sinh; ɛt là vectơ (nx1) các nhiễu trắng.

Để ước lượng mô hình (3.1) cần phải chuyển hệ phương trình sang dạng VAR rút gọn

(reduced form VAR) bằng cách nhân hai vế của mô hình (3.1) với A-1 và có được mô

hình dưới dạng ma trận như sau:

(cid:3043) (cid:3036)(cid:2880)(cid:2869) (cid:1851)(cid:3047)(cid:2879)(cid:3036) (cid:3397) Ψ(cid:1850)(cid:3047) (cid:3397) (cid:2020)(cid:3047) (3.2)

(cid:1851)(cid:3047) (cid:3404) (cid:1829) (cid:3397) ∑ Г(cid:3036)

Với C = A-1Φ(cid:2868) là vectơ hằng số ; Г(cid:3036) = A-1Φi; và (cid:2020)(cid:3047) = A-1(cid:2013)(cid:3047) là vectơ (n x 1) của sai số có trung bình bằng không, phương sai không đổi và không tương quan chuỗi với tất

cả các biến số ở vế phải của mô hình.

Theo Lütkepohl (2005) các cú sốc cấu trúc được tách khỏi các phần dư dạng rút gọn

được ước lượng bằng cách đặt ra những giới hạn (restrictions) cho các tham số của

ma trận A và B trong phương trình:

(3.3) A(cid:2020)(cid:3047) = (cid:1828)(cid:2013)(cid:3047)

Trong đó:

1 0 ⋯ 0 (cid:1854)(cid:2869)(cid:2869)

0 (cid:1853)(cid:2870)(cid:2869) (cid:1854)(cid:2870)(cid:2870) ⋯ 0 A = … 1 ⋮ ⋮ ⋮ … … ⋮

0 (cid:1741) (cid:1742) (cid:1742) (cid:1742) (cid:1742) (cid:1743) 0 ⋯ 0 (cid:1744) (cid:1741) (cid:1745) (cid:1742) 1 ⋯ 0 (cid:1745) (cid:1742) B= (cid:1745) (cid:1742) (cid:1745) (cid:1742) (cid:1853)(cid:3041)(cid:2869) (cid:1853)(cid:3041)(cid:2870) … 1(cid:1746) (cid:1743) (cid:1744) (cid:1745) (cid:1745) (cid:1745) (cid:1745) 0 … (cid:1854)(cid:3041)(cid:3041)(cid:1746)

Do ma trận A là ma trận vuông (n x n), tổng của 2n2 phần tử chưa biết có thể được

xác định dựa vào n(n + 1)/2 giới hạn được xác định (với n là số biến nội sinh). Do

vậy, để xác định ma trận A và B, cần có ít nhất n(3n – 1)/2 giới hạn bổ sung phải

thêm vào.

Phương pháp phổ biến được sử dụng để xác định các giới hạn này là dựa trên phân rã

Cholesky ma trận A. Phương pháp này giả định rằng các phần tử trong ma trận A có

mối quan hệ đệ quy, do vậy, ma trận A là ma trận tam giác dưới (tất cả các phần tử

nằm phía trên đường chéo của ma trận bằng 0).

Quan hệ đệ quy chỉ ra rằng việc xác định các cú sốc cấu trúc được dựa vào sắp xếp

trật tự của các biến số nội sinh trong mô hình. Với một trật tự nhất định, biến số ở vị

trí đầu tiên sẽ không có mối quan hệ cùng thời điểm với các biến số còn lại trong mô

hình, nói cách khác là tại thời điểm t biến số ở vị trí đầu tiên không chịu tác động của

các biến số còn lại cũng ở thời điểm t, mà chỉ chịu tác đồng trễ của các biến số này,

t-1, t-2…; biến số ở vị trí thứ hai chỉ chịu tác động cùng thời điểm của chính nó và

biến số ở vị trí đầu tiên; biến số ở vị trí thứ ba sẽ chịu tác động cùng thời điểm của

chính nó và sốc cấu trúc của hai biến số ở vị trí trước đó…. Vấn đề của phương pháp

Cholesky là nằm ở trật tự này vì khi thay đổi trật tự của các biến số trong mô hình có

thể sẽ làm cả hệ số ước lượng, phần dư ước lượng và theo đó là các cú sốc thay đổi

(Lütkepohl, 2005).

3.1.1.2 Mô hình nghiên cứu đề xuất

Để đánh giá tác động của CSTT đến giá cổ phiếu trên TTCK Mỹ trong giai đoạn từ

1967 đến 1990, Thorbecke (1997) là người đầu tiên ứng dụng mô hình VAR do Sims

và ctg (1990) đề xuất nhằm. Nhiều nghiên cứu tiếp theo đã kế thừa mô hình của

Thorbecke (1997) khi nghiên cứu vấn đề này tại các quốc gia khác như: Cassola và

Morana (2004) nghiên cứu TTCK khu vực đồng tiền chung Châu Âu, Ioannidis và

Kontonikas (2008) tại 13 quốc gia OECD, Berument và Kutan (2007) tại Thổ Nhĩ Kỳ...

Vì mô hình VAR chỉ cho phép xem xét tác động trễ giữa các biến nội sinh trong mô

hình mà không cho thấy tác động đồng thời. Các nghiên cứu trong thời gian gần đây

như Ben Naceur và ctg (2007), Laopodis (2010) Li và ctg (2010)…đã sử dụng mô

hình VAR dạng cấu trúc (SVAR) nhằm xét đến tác động đồng thời cũng như tác động

trễ giữa các biến số CSTT và giá cổ phiếu trên TTCK được ràng buộc theo các lý

thuyết kinh tế. Vì vậy, mô hình SVAR cũng được sử dụng trong luận án nhằm định

lượng những thay đổi của giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam khi có các cú sốc xảy ra

trong điều hành CSTT.

 Định dạng cú sốc cấu trúc

Với mục tiêu nghiên cứu là xem xét các phản ứng trong ngắn và trung hạn, nên

phương pháp định dạng cú sốc cấu trúc được dựa trên các nghiên cứu của Kim (1999),

Kim và Roubini (2000), Ben Naceur và ctg (2007)… Do đó, các cú sốc cấu trúc theo

phương trình (3.3) với trật tự của các biến số vectơ Yt trong phương trình (3.2) được

định dạng như sau:

(cid:3007)(cid:3007)(cid:3019) μ(cid:2930)

1 0 0 0 0 0 0

(cid:2899)(cid:2893)(cid:2896) μ(cid:2930)

0 1 0 0 0 0 0

1 0 0 0 0 Φ(cid:2871)(cid:2869) Φ(cid:2871)(cid:2870)

(cid:2893)(cid:2900)(cid:2893) μ(cid:2930) (cid:2887)(cid:2900)(cid:2893) μ(cid:2930)

1 0 0 0 (3.4) (cid:1827) (cid:3404) 0 Φ(cid:2872)(cid:2870) Φ(cid:2872)(cid:2871) μ(cid:3047) (cid:3404)

(cid:2897)(cid:2870) μ(cid:2930)

Φ(cid:2873)(cid:2869) 0 Φ(cid:2873)(cid:2871) Φ(cid:2873)(cid:2872) 1 Φ(cid:2872)(cid:2873) 0 (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) 1 0 0 Φ(cid:2874)(cid:2869) 0 Φ(cid:2874)(cid:2872) Φ(cid:2874)(cid:2873)

(cid:2893)(cid:2902) μ(cid:2930) (cid:2906)(cid:2898)(cid:2893)(cid:1740) μ(cid:2930)

(cid:1737) (cid:1737) Φ(cid:2875)(cid:2869) Φ(cid:2875)(cid:2870) Φ(cid:2875)(cid:2871) Φ(cid:2875)(cid:2872) Φ(cid:2875)(cid:2873) Φ(cid:2875)(cid:2874) 1(cid:1740)

(3.5) (cid:1828) (cid:3404) (cid:2013)(cid:3047) (cid:3404)

(cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736)

(cid:2890)(cid:2890)(cid:2902) ε(cid:2930) (cid:2899)(cid:2893)(cid:2896) ε(cid:2930) (cid:2893)(cid:2900)(cid:2893)(cid:2893) ε(cid:2930) (cid:2887)(cid:2900)(cid:2893) ε(cid:2930) (cid:2897)(cid:2870) ε(cid:2930) (cid:2893)(cid:2902) ε(cid:2930) (cid:2906)(cid:2898)(cid:2893)(cid:1740) ε(cid:2930)

(cid:2010)(cid:2869)(cid:2869) 0 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2870)(cid:2870) 0 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2871)(cid:2871) 0 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2872)(cid:2872) 0 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2873)(cid:2873) 0 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2874)(cid:2874) 0 (cid:1737) 0 0 0 0 0 0 (cid:2010)(cid:2875)(cid:2875)(cid:1740) (cid:1737)

Trong mô hình (3.4) và (3.5) hai biến ngoại sinh gồm lãi suất vốn liên bang của Mỹ

và giá dầu thế giới đại diện cho cú sốc từ bên ngoài. Trong đó, FFR đại diện cho

điều hành CSTT của FED có tác động đến sản lượng trong nước (IPI), điều hành

CSTT của NHNN và giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Theo Li và ctg (2010), giá

dầu thế giới (OIL) có tác động đồng thời đến các biến số vĩ mô như sản lượng, lạm

phát và giá cổ phiếu.

Phương trình thứ ba thể hiện mối quan hệ giữa hoạt động kinh tế thực với lạm phát

và các biến số CSTT. Tuy nhiên, không chịu tác động đồng thời mà chỉ phản ứng với

giá và các yếu tố tài chính (lãi suất, TTCK) sau một độ trễ.

Phương trình thứ tư thể hiện phản ứng đồng thời của CPI đối với sản lượng. Sở dĩ giá

được đặt sau sản lượng là do giá được giả định là thay đổi nhanh hơn so với sản lượng,

điều này phù hợp đối với các nền kinh tế đang phát triển (Dabla-Norris và

Floerkemeier, 2006).

Phương trình thứ năm thể hiện trạng thái cân bằng trên thị trường tiền tệ. Theo lý

thuyết số lượng tiền tệ của Friedman và Schwartz (1975) lượng cầu tiền thực tệ phụ

thuộc vào thu nhập và chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền. Vì vậy, tổng mức cung

tiền phụ thuộc vào sản lượng, mức giá và lãi suất trong nền kinh tế. Phương trình

thứ sáu thể hiện cú sốc trong điều hành CSTT, trong đó lãi suất không phản ứng

đồng thời với giá cổ phiếu, lạm phát và sản lượng mà chỉ phản ứng sau một độ trễ.

Phương trình cuối cùng cho thấy mối quan hệ giữa giá cổ phiếu với các biến trong

mô hình, theo đó giá cổ phiếu phản ứng tức thời với các cú sốc của CSTT, giá, sản

lượng và các cú sốc từ bên ngoài.

3.1.2 Mô hình nghiên cứu đánh giá tác động của chính sách tiền tệ đến thanh

khoản thị trường chứng khoán Việt Nam

3.1.2.1 Giới thiệu mô hình tự hồi quy vector (VAR)

Mô hình tự hồi quy vector (VAR) được sử dụng phổ biến trên thế giới khi nghiên cứu

về các biến số kinh tế vĩ mô. Đặc biệt, VAR được sử dụng để đo lường sự phụ thuộc

và quan hệ tuyến tính giữa các biến số thời gian. Mô hình VAR có ưu điểm là không

yêu cầu phải xác định biến nội sinh hoặc ngoại sinh. Ngoài ra, nó còn cho phép giá

trị của biến phụ thuộc không chỉ phụ thuộc vào biến trễ của chính nó mà còn phụ

thuộc vào biến trễ của các biến số khác (Brooks, 2008). Do đó, mô hình VAR phù

hợp để đo lường mối quan giữa các biến vĩ mô dạng dữ liệu thời gian.

Theo Brooks (2008), mô hình VAR có dạng tổng quát như sau:

Y(cid:2930) (cid:3404) A(cid:2868) (cid:3397) A(cid:2869)Y(cid:2930)(cid:2879)(cid:2869) (cid:3397) A(cid:2870)Y(cid:2930)(cid:2879)(cid:2870) (cid:3397) ⋯ (cid:3397) A(cid:2926)Y(cid:2930)(cid:2879)(cid:2926) (cid:3397) ε(cid:3047) (3.6)

Trong đó, Yt là vector nx1 biến ngẫu nhiên dừng, εt là vector các nhiễu trắng, A0 là

vector hằng số (hệ số chặn), Ai (i=1,2..p) là ma trận vuông cấp nxn, p là số độ trễ.

 Các bước ước lượng mô hình VAR

 Kiểm định tính dừng (unit root test): việc kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét

tính dừng và không dừng của chuỗi thời gian các biến trong mô hình thực

nghiệm để tránh hiện tượng hồi quy giả mạo trong quá trình phân tích dữ liệu.

Các kiểm định thường được sử dụng để xem xét tính dừng hay không dừng

của chuỗi thời gian là ADF (Augmented Dickey – Fuller) và Phillip Perron.

 Lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình dựa trên các kiểm định như: Akaike

Information Criterion (AIC), Schwarz Information Criterion (SC), Hannan

and Quinn (HQ) và sai số dự báo cuối cùng (FPE).

 Kiểm định nhân quả Granger được thực hiện nhằm lựa chọn số biến cho mô

hình:

Yt = α0 + α1Yt-1 + α2Yt-2 +…+ αpYt-p + β1Xt-1 + β2Xt-2 +…+ βpXt-p +ut (3.7)

Giả thuyết H0: β1 = β2 = … = βp

Nếu H0 bị bác bỏ thì X có tác động Granger tới Y, nghĩa là X có chứa thông

tin để giải thích, dự báo Y. Ngược lại, nếu chưa có cơ sở để bác bỏ H0 thì X

không có tác động Granger tới Y.

 Thực hiện các kiểm định nhằm đảm kết quả ước lượng là đáng tin cậy, bao gồm:

(i) tương quan chuỗi của phần dư bằng kiểm định Autocorrelation LM; (ii) tính

ổn định tổng quát của mô hình bằng nghiệm nghịch đảo của đa thức đặc tính

AR; (iii) tính nhiễu trắng của phần dư bằng kiểm định Portmanteau

Autocorrelation.

 Phân tích trên mô hình VAR gồm phân tích phản ứng đẩy và phân tích phân rã

phương sai. Trong đó phân tích phản ứng đẩy cho biết sau bao lâu để những cú

sốc của biến này tác động tới biến khác trong mô hình. Phân tích phân rã phương

sai được sử dụng để phân tích phần đóng góp của các chuỗi thời gian khác cũng

như của chính chuỗi thời gian đó trong phương sai của sai số dự báo.

3.1.2.2 Mô hình nghiên cứu đề xuất

Để đánh giá tác động của các biến CSTT đến thanh khoản của TTCK Việt Nam luận

án sử dụng mô hình nghiên cứu của Chordia và cộng sự (2005) làm cơ sở lý thuyết

về mối quan hệ giữa các biến số trong mô hình VAR. Đây cũng là mô hình được sử

dụng trong nhiều nghiên cứu trên thế giới như: Lu-Andrews và Glascock (2010),

Fernández-Amador và ctg (2013).

 Mô hình nghiên cứu có dạng như sau:

zt = c + Azt-1 + ut (3.8)

Trong đó:

(cid:1873)(cid:2869),(cid:3047) c(cid:2869) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2869)(cid:2874) (cid:1838)(cid:1835)(cid:1843)(cid:3047)

(cid:1873)(cid:2870),(cid:3047) c(cid:2870) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2870)(cid:2874) (cid:1835)(cid:1844)(cid:3047)

(cid:1873)(cid:2871),(cid:3047) c(cid:2871) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2871)(cid:2874) (cid:1839)2(cid:3047) c (cid:3404) (cid:1827) (cid:3404) (cid:2208)(cid:3047) (cid:3404) (cid:2203)(cid:3047) (cid:3404) (cid:1873)(cid:2872),(cid:3047) c(cid:2872) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2872)(cid:2874) (cid:1845)(cid:1844)(cid:3047) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1735) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1736) (cid:1738) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1739) (cid:1873)(cid:2873),(cid:3047) c(cid:2873) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2873)(cid:2874) (cid:1829)(cid:1842)(cid:1835)(cid:3047)

(cid:1737) (cid:1737) (cid:1737) (cid:1873)(cid:2874),(cid:3047)(cid:1740) (cid:1737) (cid:1855)(cid:2874)(cid:1740) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2869) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2870) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2871) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2872) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2873) (cid:1853)(cid:2874)(cid:2874)(cid:1740) (cid:1835)(cid:1842)(cid:3047) (cid:1740)

Trong mô hình 3.7, zt là vector các biến nội sinh, gồm biến đại diện cho thanh khoản

TTCK, biến đại diện cho CSTT, biến đại diện cho hoạt động kinh tế là chỉ số sản xuất

công nghiệp và lạm phát; ut là vector của phần dư, c là vector hằng số (hệ số chặn),

A là ma trận vuông cấp nxn, bao gồm hệ số hồi quy của tất cả các biến nội sinh trong

mô hình.

là biến đại diện cho 5 biến thanh khoản thị trường cổ phiếu gồm: Zeros,

Biến LIQt

LR, MLI, Turnover và Ailliq. Nhóm biến đại diện cho CSTT gồm: cung tiền (M2) và

lãi suất liên ngân hàng (IR). Nhóm biến kiểm soát gồm tỷ suất sinh lời bình quân tháng

của cổ phiếu (SR), lạm phát (CPI) và sản lượng công nghiệp (IPI).

Trật tự các biến trong mô hình được sắp xếp dựa theo các nghiên cứu trước đó của

Chordia và ctg (2005), Goyenko và Ukhov (2009), Fernández-Amador và ctg (2013).

Theo đó, các biến vĩ mô như sản lượng (IPIt), lạm phát (CPIt) được sắp xếp đầu tiên,

sau đó là các biến số đại diện CSTT như cung tiền (M2t), lãi suất liên ngân hàng (IRt)

và cuối cùng là các biến tỷ suất sinh lời cổ phiếu (SRt), các biến số đại diện cho thanh

khoản (LIQt).

3.2 BIẾN NGHIÊN CỨU

3.2.1 Biến số đại diện cho chính sách tiền tệ

Theo Cecchetti và ctg (2006), Mishkin (2013), NHTW có thể sử dụng các công cụ để

tác động làm thay đổi cung tiền, từ đó ảnh hưởng đến lãi suất và các biến số khác

trong nền kinh tế. Bên cạnh đó, NHTW cũng có thể sử dụng các lãi suất chính sách

để điều hành CSTT. Các nghiên cứu về tác động của CSTT đến TTCK ở Mỹ như

(Bernanke và Blinder, 1992; Hayford và Malliaris, 2004; Ioannidis và Kontonikas,

2008) thường lựa chọn lãi suất vốn liên bang (Fed fund rate) là đại diện cho CSTT

của Mỹ vì Fed chủ yếu sử dụng lãi suất này để điều hành CSTT.

Các nghiên cứu ở châu Âu như (Corallo, 2006) tại Đức và Anh lại lựa chọn lãi suất

ngắn hạn làm đại diện cho CSTT; Hofmann và Mizen (2004) sử dụng lãi suất cơ bản

khi nghiên cứu tại Anh. Vì vậy, việc lựa chọn lãi suất nào đại diện cho CSTT tùy

thuộc vào tầm quan trọng của từng loại trong điều hành thực tế tại từng quốc gia.

Biến cung tiền M2 đại diện cho mục tiêu trung gian của CSTT. Trong các nghiên cứu

trên thị trường Mỹ ở giai đoạn trước năm 1990, khi FED chọn cung tiền là mục tiêu

trung gian, biến này cũng được sử dụng trong các mô hình ước lượng như nghiên cứu

của Homa và Jaffee (1971).

Tuy nhiên, từ sau khi FED chọn lãi suất vốn liên bang làm mục tiêu điều hành, hầu

hết các nghiên cứu trên thị trường Mỹ lại chọn lãi suất này làm biến đại diện cho

CSTT. Chẳng hạn như nghiên cứu của (Bernanke và Kuttner, 2005; Rigobon và Sack,

2004; Li và ctg, 2010; Hayford và Malliaris, 2004; Bagliano và Favero, 1997). Còn

đối với các nghiên cứu được thực hiện tại nhiều quốc gia có mức độ phát triển kinh

tế không đồng đều như nghiên cứu của Lastrapes (1998), Aziza (2010) biến đại diện

cho mục tiêu trung gian của CSTT thường được lựa chọn là cung tiền.

Ở Việt Nam, từ thực tế điều hành CSTT của NHNN cho thấy mục tiêu cơ bản được

xác định là ổn định lãi suất và tăng trưởng cung tiền, tín dụng theo kế hoạch. Vì vậy,

kế thừa từ các nghiên cứu trước và thực tiễn điều hành CSTT, lãi suất liên ngân hàng

và cung tiền được lựa chọn là các biến số đại diện cho CSTT của NHNN Việt Nam.

3.2.2 Biến số đo lường giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán

VNI được lựa chọn là biến đại diện cho giá cổ phiếu toàn thị trường là do: trên TTCK

Việt Nam hiện nay mặc dù có hai SGDCK là HOSE và HSX với hai chỉ số chứng

khoán đại diện lần lượt là VNI và HNI. Tuy nhiên, hai chỉ số này có xu hướng diễn

biến cùng chiều với nhau và kết quả thống kê mô tả cho thấy hệ số tương quan của

hai chỉ số này rất cao (0,85). Do đó, khi nghiên cứu thay đổi giá cổ phiếu chỉ cần lựa

chọn một trong hai chỉ số.

Vì HOSE được thành lập đầu tiên, có nhiều công ty niêm yết với giá trị vốn hóa thị

trường lớn nên dùng VNI làm đại diện cho giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam là hợp

lý. Việc lựa chọn chỉ số chứng khoán làm đại diện cho sự thay đổi của TTCK được sử

dụng tại nhiều nghiên cứu như (Ioannidis và Kontonikas, 2008; Stoica và Diaconașu,

2012; Rigobon và Sack, 2004; Raghavan và Dungey, 2015).

3.2.3 Các biến số kinh tế vĩ mô

Sự tăng trưởng và ổn định của nền kinh tế tác động trực tiếp tới các chủ thể tham gia

trên TTCK. Môi trường kinh tế vĩ mô ổn định tạo ra cơ hội cho doanh nghiệp trong

hoạt động sản xuất kinh doanh, nâng cao doanh thu, tích lũy lợi nhuận. Từ đó, các

doanh nghiệp tích cực tái đầu tư thông qua hoạt động thu hút vốn từ xã hội. Điều này,

làm cho luồng vốn tiết kiệm xã hội dịch chuyển liên tục và tạo ra giá trị thặng dư. Có

thể thấy, trong nền kinh tế thị trường hiện đại, mối liên hệ nhân quả giữa các chủ thể

là nhân tố quan trọng thúc đẩy sự phát triển bền vững của TTCK.

Biến số đại diện cho tăng trưởng kinh tế được sử dụng trong mô hình nghiên cứu là

chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI). Đây cũng là biến số được nhiều nghiên cứu trên

thế giới sử dụng như (Ioannidis và Kontonikas, 2008; Raghavan và Dungey, 2015;

Thorbecke, 1997; Ben Naceur và ctg, 2007). Ngoài ra, khi kiểm tra mối quan hệ giữa

tăng trưởng GDP và tăng trường giá trị sản lượng công nghiệp có tương quan cùng

chiều. Vì vậy, chỉ số sản xuất công nghiệp được sử dụng để đánh giá tác động của

tổng sản lượng trong nền kinh tế đến thay đổi giá cổ phiếu trên TTCK.

Lạm phát là một trong các tiêu chí đo lường ổn định kinh tế vĩ mô của một quốc gia

đồng thời cũng có tác động đáng kể đến TTCK. Về lý thuyết, lạm phát có thể tác động

trực tiếp và gián tiếp đến TTCK. Tác động trực tiếp của lạm phát là ảnh hưởng đến

tâm lý nhà đầu tư và giá trị của các khoản đầu tư trên TTCK. Nếu lạm phát cao, đồng

tiền bị mất giá nhanh, nhà đầu tư sẽ chuyển hướng sang tích trữ các tài sản thực, làm

cho giá chứng khoán và giá trị giao dịch giảm.

Ngoài ra, lạm phát còn tác động gián tiếp đến TTCK thông qua kết quả sản xuất kinh

doanh của doanh nghiệp. Lạm phát làm tăng chi phí đầu vào (hiệu ứng Fisher) nên

doanh nghiệp phải tăng giá bán sản phẩm để đảm bảo kế hoạch lợi nhuận. Nếu tăng

giá quá cao thì người dân sẽ chuyển sang dùng sản phẩm thay thế khác hoặc giảm

tiêu dùng, dẫn đến sản lượng tiêu thụ giảm, làm cho lợi nhuận của doanh nghiệp

không đạt được kế hoạch. Do đó cũng tác động làm giảm giá cổ phiếu niêm yết.

Vì vậy, biến số đại diện cho lạm phát trong nền kinh tế Việt Nam được sử dụng là chỉ

số giá hàng tiêu dùng (CPI). Đây cũng là cách đo lường lạm phát phổ biến trên thế

giới và được nhiều nghiên cứu sử dụng. Theo tổng hợp của Camino Torrecillas

(2013), nghiên cứu của Fama and Schwert (1977) trên TTCK Mỹ giai đoạn từ 1953

– 1971 cho thấy lạm phát (đại diện là CPI) và tỷ suất sinh lời của cổ phiếu có tương

quan ngược chiều.

Fama (1981), Geske và Roll (1983) lại cho rằng CPI và tỷ suất sinh lời cổ phiếu có

tương quan cùng chiều. Jaffe and Mandelker (1976) nghiên cứu TTCK Mỹ từ năm

1875 – 1970 đưa ra kết luận: lạm phát và tỷ suất sinh lời của cổ phiếu có tương quan

ngược chiều trong ngắn hạn nhưng lại tương quan cùng chiều trong dài hạn.

Boudoukh and Richardson (1993) khi nghiên cứu TTCK Mỹ và Anh từ 1802 – 1990

cũng đưa ra kết luận này.

3.2.4 Các biến số đo lường thanh khoản thị trường cổ phiếu

Thanh khoản của thị trường cổ phiếu Việt Nam được xem xét dựa trên bốn đặc tính,

đó là: tính tức thời, độ rộng, độ sâu và độ đàn hồi của thị trường dựa trên cơ sở lý

thuyết được trình bày ở chương 2.

 Tính tức thời của thị trường được đo lường bằng tỷ số Zeros được tính toán theo

công thức (2.1). Đây là chỉ tiêu được nhiều nghiên cứu sử dụng để đo lường

thanh khoản cho thị trường cổ phiếu như Lee (2011) đo lường thanh khoản cho

nhiều thị trường, Marshall và cộng sự (2013) cũng dùng Zeros để đo lường thanh

khoản cho 19 thị trường chứng khoán cận biên. Đây là chỉ tiêu đo lường tính

thiếu thanh khoản của thị trường, khi Zeros cao cho thấy thanh khoản của thị

trường càng giảm.

 Độ rộng của thị trường được đo lường theo hai chỉ tiêu là tổng giá trị cổ phiếu

được giao dịch theo tháng (TV) được tính theo công thức (2.2) và tỷ lệ thanh

(cid:3021) (cid:3047)(cid:2880)(cid:2869)

khoản (LR) được tính toán dựa trên công thức (2.3) cho toàn thị trường như sau:

(cid:2904) (cid:2930)(cid:2880)(cid:2869)

(cid:4666)3.9(cid:4667) LR(cid:2904) (cid:3404) ∑ (cid:1842)(cid:3036)(cid:3047)(cid:1848)(cid:3036)(cid:3047) ∑ |VNI(cid:3047) (cid:3398) VNI(cid:3047)(cid:2879)(cid:2869)|

Trong đó:

PitVit: tổng giá trị giao dịch trên thị trường ngày t

VNIt và VNIt-1 là giá đóng cửa của VNI ngày t và ngày t-1

T: số ngày giao dịch trong tháng

TV và LR là hai chỉ tiêu biểu hiện tính thanh khoản của thị trường. Các chỉ

tiêu này càng cao thì tính thanh khoản của TTCK càng tốt.

 Độ sâu của thị trường được đo lường bằng chỉ tiêu tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu

(Turnover) và chỉ số thanh khoản của Martin (MLI). Trong đó, tỷ lệ luân chuyển

cổ phiếu được tính bằng cách lấy tổng giá trị cổ phiếu được giao dịch trong

tháng chia cho giá trị vốn hóa toàn thị trường (công thức 2.5). Đây là chỉ tiêu

biểu hiện tính thanh khoản của TTCK, Turnover càng lớn, thanh khoản của thị

trường càng được cải thiện. MLI được tính theo công thức (2.6) dựa trên dữ liệu

của VNI và khối lượng cổ phiếu được giao dịch hàng ngày trên HOSE. MLI là

chỉ tiêu biểu hiện tính thiếu thanh khoản của TTCK. MLI càng cao thể hiện

TTCK càng kém thanh khoản.

 Độ đàn hồi của thị trường được đo lường bằng chỉ số thiếu thanh khoản (Ailliq)

của Amihud (2002). Đây là thước đo được nhiều nghiên cứu sử dụng cho thị

trường phát triển, thị trường mới nổi và thị trường cận biên. Chẳng hạn như

nghiên cứu của Lu và Glascock (2010) trên TTCK Mỹ, nghiên cứu của

Fernández-Amador và cộng sự (2013) trên TTCK châu Âu và nghiên cứu của

Marshall và cộng sự (2013) trên 19 TTCK cận biên.

Chỉ số Ailliq được xác định như sau:

(cid:4666)3.10(cid:4667) (cid:1827)(cid:1835)(cid:1838)(cid:1838)(cid:1835)(cid:1843)(cid:3047) (cid:3404) |(cid:1844)(cid:3047)| (cid:1848)(cid:3047)

Trong đó:

Rt: mức thay đổi giá chứng khoán ngày t so với ngày t-1

Vt: tổng giá trị giao dịch chứng khoán ngày t

Ailliq theo tháng được tính bằng bình quân Ailliq các ngày trong tháng.

3.2.5 Các biến ngoại sinh gồm: lãi suất vốn liên bang của FED và giá dầu thế giới

Lãi suất vốn liên bang của FED (FFR) được sử dụng là biến ngoại sinh trong mô hình

SVAR là vì theo Ben Naceur và ctg (2007) đây là lãi suất đại diện cho CSTT của

NHTW Mỹ. Đối với những quốc gia neo đồng nội tệ vào USD sẽ chịu tác động từ

việc thay đổi lãi suất của FED. Đồng Việt Nam cũng được NHNN định giá neo và

USD. Vì vậy, việc sử dụng FFR là biến ngoại sinh trong mô hình nhằm đánh giá các

tác động bên ngoài đến TTCK trong nước.

Ngoài ra, theo Dalimunthe (2013) đối với nền kinh tế nhỏ và mở thì giá cả trên thị

trường thế giới có tác động đến giá cả trong nước và điều hành CSTT của NHTW.

Khi có cú sốc về phía tổng cung dẫn đến lạm phát, NHTW sẽ thắt chặt tiền tệ nhằm

giảm mức độ tăng giá trong nước. Vì vậy để loại bỏ tác động của các nhân tố bên

ngoài đến để đánh giá mức độ tác động của CSTT trong nước đến giá cổ phiếu, biến

giá dầu được đưa vào mô hình nghiên cứu là biến ngoại sinh.

3.3 GIẢ THUYẾT NGHIÊN CỨU

Phương trình biểu hiện tác động của các biến số đến giá cổ phiếu trên TTCK được

viết từ ma trận cấu trúc (3.4) như sau:

VNIt = Φ70 + Φ71.FFRt + Φ72.OILt + Φ73.IPIt + Φ74.CPIt + Φ75.M2t +Φ76.IRt + εt (3.11)

VNI được kỳ vọng biến động cùng chiều với tăng trưởng sản lượng, tăng trưởng cung

tiền (tương ứng Φ73 và Φ75 mang dấu dương). Ngược lại, VNI được kỳ vọng biến

động nghịch chiều với tốc độ tăng giá hàng tiêu dùng và sự gia tăng của lãi suất liên

ngân hàng (tương ứng Φ74 và Φ76 mang dấu âm). Giả định này phù hợp với các lý

thuyết được trình bày ở chương 2 và một số nghiên cứu thực nghiệm như (Rigobon

và Sack, 2004; Bernanke và Kuttner, 2005)…

Kỳ vọng về tác động của CSTT đến các biến số thanh khoản TTCK được thể hiện

trong bảng 3.1 sau đây:

Dấu kỳ vọng

Biến số thanh khoản

Zeros TV LR Turnover MLI Ailliq

Tăng trưởng cung tiền M2 - + + + - -

Lãi suất liên ngân hàng + - - - + +

Bảng 3.1 Kỳ vọng tác động của các biến CSTT lên các biến thanh khoản TTCK

Nguồn: Tác giả

Từ bảng 3.1 cho thấy, các biến số biểu hiện cho tính thanh khoản của TTCK được kỳ

vọng biến động cùng chiều với tăng trưởng cung tiền M2 và nghịch chiều với lãi suất

liên ngân hàng. Trong khi đó, các biến số biểu hiện cho tính thiếu thanh khoản của

TTCK được kỳ vọng biến động ngược chiều với tăng trưởng cung tiền M2 và cùng

chiều với lãi suất liên ngân hàng.

Các kỳ vọng này được đặt ra dựa trên cơ sở lý thuyết về tác động của CSTT đến thanh

khoản TTCK được trình bày trong chương 2. Theo đó việc thực thi CSTT mở rộng

(tăng cung tiền, giảm lãi suất chính sách) có tác động tích cực đến thanh khoản của

TTCK. Các nghiên cứu thực nghiệm của (Chordia và ctg, 2002; Lu-Andrews và

Glascock, 2010; Fernández-Amador và ctg, 2013)… cũng đặt ra các kỳ vọng này.

3.4 NGUỒN DỮ LIỆU

Dữ liệu được sử dụng trong mô hình ước lượng được thu thập theo tần suất tháng, trong

giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2016 với các biến số được tính toán như sau:

 Chỉ số VNI được sử dụng làm đại diện cho giá cổ phiếu trên thị trường, được

thu thập bằng cách lấy trung bình của chỉ số VNI đóng cửa cuối mỗi ngày giao

dịch trong tháng.

 Chỉ số sản lượng công nghiệp (IPI) của Việt Nam được tính theo tỷ lệ thay đổi

kỳ sau so với cùng kỳ năm trước với đơn vị là %, bao gồm các giá trị tạo ra của

các ngành công nghiệp như khai khoáng, chế biến, chế tạo, hàng tiêu

dùng…Nguồn dữ liệu được lấy từ thống kê của Trung tâm Hội nhập Khu vực

Châu Á (ARIC).

 Tỷ lệ lạm phát được tính theo tốc độ tăng giá hàng tiêu dùng, có đơn vị tính là

%, được thu thập từ thống kê của Trung tâm Hội nhập khu vực châu Á (ARIC)

 Cung tiền mở rộng (theo phép đo M2): được NHNN công bố và sử dụng là mục

tiêu trung gian trong điều hành CSTT. Số liệu về cung tiền (M2) được thu thập

từ thống kê tài chính quốc tế của IMF (IFS) theo tốc độ tăng, có đơn vị là %.

 Lãi suất liên ngân hàng (IR) được tính bằng cách lấy trung bình của các ngày

giao dịch trong tháng, có đơn vị tính là %/năm với nguồn dữ liệu được lấy từ

website của NHNN.

Mặc dù NHNN chưa công bố lãi suất liên ngân hàng là mục tiêu điều hành của

CSTT vì không đặt ra một mức nhất định phải duy trì, nhưng biến số này được

theo dõi chặt chẽ nhằm đảm bảo thanh khoản cho hệ thống ngân hàng và ổn

định thị trường tiền tệ. Phương châm điều hành này được thể hiện trong các chỉ

thị điều hành CSTT vào đầu năm của NHNN như chỉ thị 02/2010, 01/2011,

01/2012, 01/2013, 01/2014, 01/2015, 01/2016. Vì vậy, lãi suất liên ngân hàng

được sử dụng để nghiên cứu thay đổi trong điều hành CSTT của NHNN.

- Biến ngoại sinh được sử dụng trong mô hình là giá dầu thế giới (OIL) và lãi suất

vốn liên bang của FED với dữ liệu được thu thập từ thống kê tài chính quốc tế

(IFS) theo tần suất tháng. Trong đó giá dầu thế giới được tính bằng bình quân

giá dầu các ngày có giao dịch trong tháng.

- Các hệ số đo lường thanh khoản TTCK Việt Nam được tác giả tính toán dựa

trên dữ liệu của HSX, StoxPlus và Cafef.vn. Tất cả các biến số được tính toán,

thu thập theo tần suất tháng trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2016.

Bảng 3.2 Tổng hợp các biến số được sử dụng trong mô hình

Biến số

Ký hiệu

Cách tính

Nguồn

Chỉ số chứng khoán

VNI

HOSE

Bình quân chỉ số VN-Index các ngày có giao dịch trong tháng

Bình quân tỷ suất sinh lời của VNI

Tỷ suất sinh lời của cổ

HOSE

theo tháng

phiếu

NHNN

Lãi suất liên ngân hàng

Được tính bằng lãi suất bình quân các ngày có giao dịch trong tháng

IPI

Chỉ số sản xuất công nghiệp

ARIC

Chỉ số sản xuất công nghiệp

Lạm phát

CPI

Chỉ số giá hàng tiêu dùng

ARIC

IFS

Cung tiền

Tốc độ thay đổi tổng phương tiện thanh toán (%)

IFS

Giá dầu thế giới

OIL

Bình quân giá dầu thế giới các ngày trong tháng

Zeros

Công thức (2.1)

Tổng giá trị cổ phiếu được giao dịch

trong tháng

Tỷ lệ thanh khoản (công thức (3.9))

HOSE,

Tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu (Công

Các biến đo lường thanh

Turnover

StoxPlus,

thức (2.5))

khoản

Cafef

Chỉ số thanh khoản Martin (công

MLI

thức (2.6))

Chỉ số thiếu thanh khoản Amihud

(công thức (3.10))

Ailliq

Kết luận chương 3

Từ cơ sở lý thuyết và hệ thống hóa các hướng tiếp cận liên quan đến đề tài, luận án

đã chọn được phương pháp nghiên cứu phù hợp với thực tế tại Việt Nam nhằm đạt

được mục tiêu đã đưa ra. Mô hình được sử dụng để đánh giá tác động của CSTT đến

giá cổ phiếu là tự hồi quy vector cấu trúc (SVAR) và mô hình được sử dụng để đánh

giá tác động của CSTT đến thanh khoản TTCK là tự hồi quy vector dạng rút gọn

(VAR). Các biến số được sử dụng trong mô hình SVAR được chia thành 3 nhóm: (i)

nhóm biến chính sách tiền tệ (cung tiền và lãi suất liên ngân hàng); (ii) nhóm biến

kinh tế vĩ mô (tăng trưởng sản lượng, lạm phát; (iii) biến đại diện giá cổ phiếu trên

TTCK . Các biến số được sử dụng trong mô hình VAR gồm: nhóm biến chính sách

tiền tệ, nhóm biến kinh tế vĩ mô và nhóm biến thanh khoản TTCK.

Các giả thuyết được đặt ra dựa trên cơ sở lý thuyết được trình bày ở chương 2 và các

nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới. Theo đó, việc thực thi CSTT mở rộng được kỳ

vọng có tác động làm tăng giá cổ phiếu và thanh khoản cho TTCK Việt Nam.

Với dữ liệu nghiên cứu được lấy từ các nguồn đáng tin cậy như thống kê tiền tệ quốc

tế (IFS), ARIC, NHNN, UBCKNN, HSX, HNX… Các mô hình được ước lượng bằng

phần mềm Eviews 8.0 và được thực hiện các kiểm định nhằm đảm bảo tính ổn định,

tin cậy trước khi sử dụng để phân tích.

CHƯƠNG 4

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

4.1 DIỄN BIẾN ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ VÀ QUÁ TRÌNH PHÁT

TRIỂN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2002 - 2016

4.1.1 Diễn biến điều hành chính sách tiền tệ của NHNN Việt Nam

4.1.1.1 Về xác định mục tiêu cuối cùng

Từ thực tế điều hành CSTT trong giai đoạn từ năm 2002 - 2010 cho thấy NHNN thực

hiện CSTT đa mục tiêu gồm có: tăng trưởng kinh tế, kiềm chế lạm phát và ổn định tỷ

giá. Từ bảng 4.1 cho thấy hàng năm Quốc hội thực hiện ấn định chỉ tiêu tăng trưởng

GDP và tốc độ tăng CPI trong Nghị quyết về kế hoạch phát triển kinh tế xã hội.

Theo đó, chính phủ và NHNN phải cố gắng điều hành để đạt được mục tiêu đề ra.

Ở giai đoạn trước năm 2007 (trước khi Việt Nam gia nhập WTO) mục tiêu và kết

quả thực hiện tương đối khớp với nhau. Tuy nhiên, từ sau năm 2007, đặc biệt giai

đoạn 2008 – 2011, tăng trưởng sản lượng thường không đạt mục tiêu đề ra, trong

khi đó lạm phát luôn ở mức cao hơn kỳ vọng ban đầu.

Bảng 4.1 Mục tiêu cuối cùng của CSTT Việt Nam giai đoạn 2002-2016

Tăng trưởng sản lượng (%)

Tỷ lệ lạm phát (%)

Năm

Mục tiêu

Thực hiện

Mục tiêu

Thực hiện

2002

7-7,2

7,08

2003

7-7,5

7,34

2004

7,79

< 5

9,5

2005

8-8,5

8,43

6,5

8,4

2006

8,17

6,6

2007

8,2-8,5

8,48

<8,2-8,5

12,63

2008

8,5-9

6,18

<8,5-9

19,89

2009

6,5

5,32

<15, 7*

6,52

2010

6,5

6,78

<7, 8*

11,75

2011

7-7,5

5,89

7, 15*, 17*

18,13

2012

6 – 6,5

5,03

<10

2013

5,5

5,42

8,0

6,04

2014

5,8

5,98

7,0

1,84

2015

6,2

6,68

5,0

0,6

2016

6,7

6,21

4,74

Ghi chú: *thay đổi chỉ tiêu trong năm.

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Nghị quyết Quốc hội về kế hoạch phát triển kinh tế xã hội và

Báo cáo tình hình kinh tế xã hội của GSO từ năm 2002 – 2016.

Luật NHNN Việt Nam 2010 ra đời (có hiệu lực từ ngày 1/1/2011) đã đánh dấu sự

thay đổi lớn trong quan điểm điều hành CSTT qua việc xác định mục tiêu cao nhất là

ổn định giá trị đồng tiền biểu hiện bằng chỉ tiêu lạm phát do Quốc hội quyết định

(Điều 3, luật NHNN 2010). Kết quả của việc thay đổi này đã thể hiện rõ rệt ở chỉ tiêu

lạm phát từ sau năm 2011. Riêng năm 2014 lạm phát chỉ có 1,84% thấp hơn nhiều so

với mục tiêu khoảng 7% do Quốc hội đưa ra. Việc thắt chặt tín dụng, giảm cầu tiêu

dùng cùng với giá dầu thế giới giảm mạnh đã dẫn đến kết quả này.

Tuy nhiên, việc cố gắng duy trì lạm phát thấp do giảm cầu tiêu dùng mà không phải

do tăng năng suất lao động làm giảm chi phí sản xuất, hạ giá thành là biện pháp không

bền vững, trong tương lai có thể gây mất cân đối cung cầu hàng hóa và tạo ra lạm

phát do thiếu cung.

Việc chuyển đổi điều hành CSTT từ đa mục tiêu sang điều hành CSTT hướng đến

mục tiêu lạm phát là định hướng đúng của Quốc hội, chính phủ và NHNN. Từ thực

tế cho thấy trong giai đoạn 2012 – 2016, lạm phát ở Việt Nam được kiềm chế dưới

10%, tạo môi trường vĩ mô ổn định cho hoạt động của các chủ thể trong nền kinh tế.

4.1.1.2 Về xác định mục tiêu trung gian và mục tiêu hoạt động

Trên cơ sở xác định mục tiêu cuối cùng, hệ thống mục tiêu trung gian và mục tiêu

hoạt động cũng dần được hình thành rõ nét. Trên thực tế, do điều hành CSTT ở Việt

Nam hướng tới nhiều mục tiêu nên mục tiêu trung gian thường đa dạng, tùy thuộc

vào diễn biến tiền tệ của từng giai đoạn.

Ngay từ thời gian đầu hoạt động, NHNN Việt Nam điều hành chính sách tiền tệ chủ

yếu hướng vào điều tiết lượng tiền cung ứng do chính phủ phê duyệt hàng năm và

thực tế này vẫn tiếp tục được duy trì trong giai đoạn nghiên cứu. Do đó có thể thấy

thực chất là NHNN đã lựa chọn mục tiêu trung gian là theo khối lượng tiền cung

ứng.Từ năm 1995, NHNN đã xác định điều hành lượng tiền cung ứng của NHNN

tăng thêm hàng năm để thực hiện ổn định tiền tệ theo các chỉ tiêu dự kiến. Khối lượng

tiền cung ứng cần thiết tăng thêm này được xác định trên cơ sở mức tăng trưởng tổng

phương tiện thanh toán (cung tiền M2), phù hợp với mức độ tăng trưởng GDP và chỉ

số lạm phát dự kiến và hệ số tạo tiền dự kiến của các tổ chức tín dụng. Sau khi được

Thủ tướng Chính phủ phê duyệt mức cung ứng tiền tăng thêm hàng năm, Thống đốc

NHNN điều hành việc cung ứng tiền trong phạm vi được chính phủ phê duyệt thông

qua việc điều hành các công cụ chính sách tiền tệ, tác động đến cung tiền nhằm đạt

được các mục tiêu trung gian định hướng (Bảng 4.2).

Bảng 4.2 Mục tiêu trung gian của CSTT Việt Nam giai đoạn 2002 - 2016

Tăng trưởng cung tiền M2 (%)

Tăng trưởng tín dụng (%)

Năm

Mục tiêu

Thực hiện

Mục tiêu

Thực hiện

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

- - - 22 23-25 23-25 <32 25 25 14-16 14-16 16-18 16-18 16-18 16-18

24,0 20,6 23,6 29,65 33,59 46,12 20,31 28,99 33,3 9,27 19,85 18,51 15,99 16,23 18,38

- - - 25 18-20 17-21 <30 21-23, 25-27* 25 15-17 8-10 12-14 12-14 12-14 18-20

28,0 26,2 41,65 31,10 25,44 53,89 23,38 37,53 31,19 10,9 7,0 12,51 12,62 17,26 18,71

Ghi chú: *thay đổi chỉ tiêu trong năm,

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Báo cáo thường niên của NHNN từ 2002 – 2016

Bảng 4.2 cho thấy cung tiền M2, tín dụng, lãi suất và tỷ giá sẽ được lựa chọn là biến

trung gian phù hợp với chủ trương và các quyết sách điều hành trong mỗi giai đoạn

phát triển. Từ năm 2002 – 2005, để đạt được mục tiêu cuối cùng, NHNN thường xác

định hai mục tiêu cơ bản hàng năm đó là tỷ lệ mất giá của VNĐ; tổng phương tiện

thanh toán và tín dụng.

Tuy nhiên từ năm 2005 đến nay, NHNN đã chú trọng thêm mục tiêu ổn định lãi suất

thông qua việc điều tiết thanh khoản qua thị trường mở nhằm tránh những tác động

bất lợi của việc tăng lãi suất đến tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra, trong giai đoạn từ năm

2012 đến 2016, việc chênh lệch giữa kế hoạch và thực hiện trong điều tiết cung tiền

và tín dụng không lớn, thể hiện quyết tâm của NHNN trong việc kiềm chế và kiểm

soát lạm phát.

Tóm lại, có thể thấy việc điều hành CSTT của NHNN Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn

từ Quốc hội và chính phủ. Theo Luật NHNN năm 2010, NHNN có trách nhiệm xây

dựng chính sách tiền tệ quốc gia để chính phủ xem xét và trình Quốc hội quyết định.

Sau đó NHNN chịu trách nhiệm tổ chức thực hiện chính sách đã được phê duyệt này.

Như vậy, NHNN không phải là người có thể có ý kiến quyết định cuối cùng về chính

sách tiền tệ.

Mức độ độc lập hạn chế của NHNN có một số hệ lụy quan trọng đối với sự tăng

trưởng và phát triển kinh tế của Việt Nam. Thứ nhất là chính sách tiền tệ và tín dụng

không những không độc lập, mà trong một chừng mực nào đó, còn chạy theo chính

sách tài khóa của chính phủ. Thứ hai là nguy cơ lạm phát, kết quả trực tiếp của tính

không độc lập về chính sách. Thứ ba là nợ xấu của hệ thống NHTMNN không được

giám sát và xử lý một cách thích đáng và kịp thời.

Ngoài ra, còn có thể kể tới những hạn chế khác như khả năng ứng phó với khủng

hoảng thấp, khả năng thích nghi trong tiến trình hội nhập kinh tế - tài chính toàn cầu

không cao, khả năng thu hút nguồn nhân lực trình độ cao vào hệ thống NHNN còn

yếu (Vũ Thành Tự Anh, 2016).

4.1.2 Quá trình phát triển của thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn

2002 - 2016

4.1.2.1 Về quy mô thị trường

Từ hai cổ phiếu niêm yết đầu tiên gồm: REE và SAM vào tháng 07/2000 với giá trị

vốn hóa thị trường chỉ 444 tỷ đồng, qua 16 năm hoạt động, quy mô TTCK Việt Nam

đã tăng trưởng nhanh chóng. Hình 4.1 cho thấy, trong 5 năm đầu khối lượng cổ phiếu

niêm yết tăng khá chậm, đến năm 2005 mới chỉ có 340 triệu cổ phiếu được niêm yết.

Tương tự như lượng cổ phiếu niêm yết, giá trị vốn hóa TTCK trong 5 năm đầu chỉ

tăng chậm và chiếm tỷ lệ không đáng kể so với GDP. Theo Báo cáo thường niên của

UBCKNN năm 2005, giá trị vốn hóa toàn TTCK chỉ đạt 9.274 tỷ đồng, chiếm 1,2%

GDP. Hình 4.1 cho thấy giá trị vốn hóa thị trường tăng mạnh vào năm 2007 (hơn

100% so với năm 2006), chủ yếu là do VNI tăng hơn là do số lượng cổ phiếu niêm

yết tăng.

Nguyên nhân của hiện tượng này là do sự kiện thứ nhất là tháng 11/2006 Việt Nam

chính thức trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại thế giới (WTO). Sự

kiện thứ hai là Việt Nam đã tổ chức thành công “Diễn đàn hợp tác kinh tế Châu Á –

Thái Bình Dương” và đặc biệt là sự kiện tổng thống Mỹ đến thăm TTGDCK

TP.HCM. Từ đó mở ra những cơ hội hợp tác kinh doanh đối với các doanh nghiệp

trong nước và thúc đẩy nền kinh tế phát triển khởi sắc trong giai đoạn này, thu hút

một lượng vốn đầu tư trong và ngoài nước vào TTCK.

Ngoài ra, do được hưởng ưu đãi về thuế nên nhiều công ty đã nộp đơn xin niêm yết

cổ phiếu để dễ dàng huy động vốn bằng cách phát hành thêm cổ phiếu. Vì vậy, số

lượng công ty niêm yết đã tăng từ 42 công ty vào cuối năm 2005 lên 195 công ty năm

2006 và 249 công ty năm 2007. Theo đó, khối lượng cổ phiếu niêm yết tăng từ 2.526

triệu cổ phiếu năm 2006 lên 5.318 triệu cổ phiếu năm 2007.

Sang năm 2008, mặc dù chịu ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính toàn cầu làm chỉ

số VNI giảm mạnh (từ 921 điểm vào ngày 2/1/2008 giảm còn 315 điểm ngày

31/12/2008) tuy nhiên lượng cổ phiếu niêm yết trên cả hai SGDCK vẫn tiếp tục tăng

mạnh do có sự tham gia của nhiều công ty lớn như: CTCP Sữa Việt Nam, NHTMCP

Ngoại thương Việt Nam, Tập đoàn Bảo Việt, NHTMCP Xuất Nhập Khẩu Việt Nam,

Tập đoàn Masan...

tỷ đồng

500,000

1,800,000

450,000

1,600,000

400,000

1,400,000

350,000

1,200,000

300,000

1,000,000

250,000

800,000

200,000

600,000

150,000

400,000

100,000

200,000

50,000

‐

2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Giá trị vốn hóa thị trường

Giá trị chứng khoán niêm yết

Hình 4.1. Giá trị cổ phiếu niêm yết và giá trị vốn hóa TTCK Việt Nam

Nguồn: Tác giả tính toán và tổng hợp từ Báo cáo thường niên của HNX và HSX.

Một chỉ tiêu nữa dùng để đo lường quy mô thị trường là tỷ lệ giá trị giao dịch cổ phiếu

bình quân so với GDP. Tỷ lệ này cho biết quy mô giao dịch thị trường cổ phiếu so

với quy mô toàn bộ nền kinh tế. Theo World Development Indicators Database thì

giá trị vốn hóa TTCK được tính dựa trên tổng số lượng cổ phiếu niêm yết trên các sở

giao dịch chứng khoán vào cuối năm và tỷ lệ giá trị vốn hóa TTCK giai đoạn 2002 –

2016 là tỷ lệ bình quân của từng năm của thị trường. Hình 4.2 cho thấy TTCK

Singapore có tỷ lệ giá trị vốn hóa thị trường cổ phiếu so với GDP cao nhất trong khu

vực, đạt mức 209%/GDP, trong khi đó bình quân tỷ lệ này của các nước khu vực châu

Á Thái Bình Dương là 54%/GDP.

Hình 4.2. Tỷ lệ giá trị vốn hóa thị trường cổ phiếu của một số quốc gia trong

100

150

200

250

Singapore

Malaysia

Thailand

China

Philippines

Indonesia

Vietnam

East Asia & Pacific

khu vực giai đoạn 2002 – 2016 (%/GDP)

Nguồn: World Bank Development Indicators

Theo nghiên cứu của Bayraktar (2014) TTCK Việt Nam được xếp vào nhóm có quy

mô nhỏ và nỗ lực thấp (low effort), cho thấy quy mô thị trường còn thấp so với khả

năng của nền kinh tế. Vì vậy, thị trường cổ phiếu Việt Nam còn nhiều tiềm năng để

tăng quy mô trong tương lai thông qua thực hiện cải cách.

4.1.2.2 Số lượng và chủng loại hàng hóa

Khi mới được thành lập vào năm 2000, trên TTCK Việt Nam mới chỉ có cổ phiếu của

2 công ty và một số ít trái phiếu chính phủ được niêm yết giao dịch. Trải qua hơn 16

năm hình thành và phát triển, số lượng và giá trị chứng khoán niêm yết đã gia tăng

mạnh mẽ.

Số lượng niêm yết (cp)

Giá trị niêm yết (tỷ đồng)

Năm

Cổ phiếu Chứng chỉ quỹ

Cổ phiếu

Chứng chỉ quỹ

2000

321

2005

3.408

300

2006

193

25.262

300

2007

250

51.383

1.714

Bảng 4.3 Tăng trưởng hàng hóa trên TTCK Việt Nam

2008

338

80.851

2.521

2009

453

142.783

2.521

2010

642

236.856

2.760

2011

694

281.471

2.760

2012

704

334.037

3.001

2013

678

356.965

454

2014

670

423.464

2015

684

434.072

2016

696

493.887

57.2

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ báo cáo thường niên của HSX và HNX

Từ bảng 4.3 cho thấy số lượng cổ phiếu niêm yết gia tăng nhanh chóng, từ 5 loại cổ

phiếu cuối năm 2000 đến năm 2012 đã tăng lên đến 702 cổ phiếu. Giá trị niêm yết

cũng gia tăng mạnh mẽ từ 321 tỷ đồng ban đầu đến năm 2016 là 493.887 tỷ đồng.

Tốc độ tăng trung bình giai đoạn 2006 – 2016 đạt 46%/năm.

Ngoài hàng hóa truyền thống là cổ phiếu và trái phiếu thì chứng chỉ quỹ đầu tư cũng

đã được niêm yết trên TTGDCK TP.HCM từ năm 2004. Đến năm 2012 số lượng

chứng chỉ quỹ niêm yết tăng lên 6 chứng chỉ, đạt giá trị cao nhất 30.011 tỷ đồng,

chiếm 3,8% giá trị toàn thị trường. Sang năm 2013 tình hình huy động vốn gặp nhiều

khó khăn và thanh khoản kém nên hàng loạt các quỹ đầu tư đã xin hủy niêm yết. Toàn

thị trường chỉ còn lại hai chứng chỉ quỹ là Quỹ đầu tư tăng trưởng ACB (ASIAGF)

và Quỹ đầu tư tăng trưởng Manulife (MAFPF1) với tổng khối lượng niêm yết là 45

triệu chứng chỉ.

Mặc dù số lượng và khối lượng chứng khoán niêm yết liên tục tăng qua các năm nhưng

chủng loại chứng khoán vẫn là các loại cơ bản như cổ phiếu phổ thông, trái phiếu chính

phủ, trong khi đó chứng chỉ quỹ mặc dù có được niêm yết và giao dịch nhưng chỉ chiếm

tỷ lệ không đáng kể. Ngoài ra, thị trường còn thiếu vắng các công cụ phái sinh như hợp

đồng quyền chọn, hợp đồng tương lai, chứng quyền…và các công cụ đầu tư khác.

Bên cạnh đó, số lượng chứng khoán nhiều nhưng chất lượng còn thấp, chưa đáp ứng

được yêu cầu của các nhà đầu tư. Đa số các công ty niêm yết, đăng ký giao dịch là

những công ty vừa và nhỏ; trong số 703 công ty niêm yết/đăng ký giao dịch chỉ có

368 công ty (khoảng 50%) có vốn điều lệ trên 100 tỷ đồng; chất lượng của các công

ty niêm yết chưa cao, đặc biệt là quản trị công ty và tính công khai, minh bạch. Trong

thời kỳ khó khăn đặc biệt là giai đoạn 2010-2011 nhiều công ty niêm yết làm ăn thua

lỗ, ảnh hưởng đến sự hấp dẫn của cổ phiếu niêm yết và niềm tin của các nhà đầu tư.

4.1.2.3 Cơ cấu và số lượng nhà đầu tư

Trên TTCK Việt Nam, số lượng nhà đầu tư, bao gồm cả tổ chức và cá nhân, trong

nước và nước ngoài, đã gia tăng đáng kể trong 16 năm qua. Từ gần 3.000 tài khoản

nhà đầu tư khi mở cửa thị trường năm 2000 đã tăng lên 1,7 triệu tài khoản vào năm

2016. Từ hình 4.3 cho thấy số lượng tài khoản đã tăng 10 lần trong 5 năm, từ 106.393

tài khoản năm 2006 lên đến 1.056.027 tài khoản năm 2010. Tuy nhiên, theo VSD, Số

lượng nhà đầu tư cá nhân chiếm tỷ lệ chủ yếu với hơn 99%, số còn lại là của nhà đầu

tư tổ chức (6.642 tài khoản năm 2016). Số lượng tài khoản giao dịch nước ngoài là

17.789 tài khoản, trong đó của nhà đầu tư cá nhân chiếm hơn 87% (15.525 tài khoản).

1,800,000

1,600,000

1,400,000

1,200,000

1,000,000

800,000

600,000

400,000

200,000

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016

Hình 4.3. Tăng trưởng tài khoản giao dịch trên TTCK Việt Nam

Nguồn: Tổng hợp từ Báo cáo thường niên của Trung tâm lưu ký chứng khoán.

Tuy nhiên, số lượng tài khoản giao dịch chứng khoán mới chỉ chiếm hơn 1,5% tổng

dân số của Việt Nam. So với Trung Quốc hay Đài Loan thì đây là con số khá nhỏ bé.

Trung Quốc hiện có hơn 95 triệu tài khoản giao dịch, tương đương với với 7% dân

số của nước này đầu tư vào TTCK và Đài Loan có 10% dân số đang sở hữu tài khoản

giao dịch chứng khoán.

Thêm vào đó, chất lượng tài khoản chưa tương xứng với sự tăng trưởng số lượng.

Nguyên nhân là do một nhà đầu tư được phép mở nhiều tài khoản giao dịch nên số

lượng tài khoản ảo là rất nhiều. Bên cạnh đó, trước áp lực cạnh tranh, nhiều CTCK

đã đưa ra nhiều chương trình khuyến mãi, tư vấn miễn phí, hỗ trợ giao dịch trực

tuyến… nên đã thu hút được nhiều nhà đầu tư mở tài khoản. Tuy nhiên, số tài khoản

giao dịch thường xuyên chiếm tỷ lệ thấp, chỉ từ 20 – 30%.

Bên cạnh đó, cấu trúc nhà đầu tư trên TTCK Việt Nam còn nhiều bất cập, với tỷ trọng

nhà đầu tư cá nhân chiếm đa số, trong khi tỷ trọng tham gia của các nhà đầu tư tổ

chức còn thấp. Giá trị tài sản của nhà đầu tư tổ chức cả trong và ngoài nước ở thời

điểm cuối năm 2016 ước đạt khoảng 15% GDP, thấp hơn một số quốc gia khác trong

khu vực, ví dụ tại Malaysia và Thái Lan lần lượt khoảng 66% và 22% GDP.

Tình trạng các nhà đầu tư cá nhân chiếm tỷ trọng lớn về số lượng và giá trị giao dịch

dẫn đến những bất ổn trên thị trường. TTCK thường biến động nhanh, mạnh và bất

thường do tâm lý của các nhà đầu tư cá nhân với mức tiết kiệm thấp, đầu tư theo

phong trào và kỳ hạn ngắn. Các nhà đầu tư này dễ bị tổn thương, gây khó khăn cho

việc huy động vốn, cổ phần hóa các DNNN và là yếu tố khiến TTCK chưa thể phát

triển bền vững.

4.2 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

4.2.1 Thống kê mô tả các biến số trong mô hình

Chỉ tiêu

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

Trung bình

1,371

84,266

12,243

8,016

25,116

6,729

459,7

Trung vị

0,380

79,577

10,104

6,876

23,248

6,511

466,9

Tối đa

5,260

168,106

67,718

28,320

50,501

18,651

1.110,9

Tối thiểu

0,070

23,431

-10,140

-0,002

10,393

0,541

135,2

Độ lệch chuẩn

1,710

40,323

8,686

6,204

8,368

3,512

213,1

Độ nghiêng

1,249

0,227

2,093

1,480

0,752

1,080

0,831

Độ nhọn

3,166

1,669

11,845

4,860

3,259

4,132

3,939

Số quan sát

180

Bảng 4.4 Thống kê mô tả các biến trong mô hình SVAR

Nguồn: trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Vì dữ liệu được lấy theo tháng nên chịu ảnh hưởng tính mùa vụ cao, vì vậy các biến

IPI, CPI và M2 sử dụng trong mô hình đã được loại bỏ tính mùa vụ bằng công cụ

Census X12.

Vì giá dầu và VNI không thuộc dạng phân phối chuẩn nên các chuỗi dữ liệu này được

lấy logarit để đáp ứng các yêu cầu của mô hình SVAR và phương pháp ước lượng

bình phương nhỏ nhất. Bảng 4.1 cho thấy với 180 quan sát phù hợp để sử dụng hồi

quy các chuỗi dữ liệu thời gian. Sau khi được loại bỏ tính mùa vụ và lấy log, các

chuỗi dữ liệu hoàn toàn phù hợp để sử dụng trong mô hình nghiên cứu.

4.2.2 Tính dừng và sai phân của dữ liệu

Để mô hình hồi quy có kết quả ước lượng đáng tin cậy, tránh hiện tượng hồi quy giả

mạo cần thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và không dừng của

các chuỗi biến số. Các phương pháp phổ biến được áp dụng là Augmented Dickey-

Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP).

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình SVAR

Chuỗi gốc

Chuỗi sai phân bậc I

Biến số

Kết quả

Trị thống kê t (Kiểm định ADF)

Trị thống kê t (Kiểm định PP)

Trị thống kê t (Kiểm định ADF)

Trị thống kê t (Kiểm định PP)

VNI

-8,1342*

-7,8863*

I(0)

-2,5923***

-2,0750

-11,7516*

-11,9321*

I(1)

IPI

-3,4358**

-10,9083*

I(0)

CPI

-2,6177***

-2,6421***

I(0)

-1,2655

-2,6524

-7,6133*

-10,7506*

I(1)

OIL

-9,4699*

-9,3877*

I(0)

FFR

-3,0328**

-1,2423

-5,8095*

-5,6700*

I(1)

(Ghi chú: *, **, *** lần lượt cho biết mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%)

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Từ kết quả ở bảng 4.5 cho các chuỗi đều dừng ở bậc gốc, trừ chuỗi lãi suất, cung tiền

và lãi suất vốn liên bang của Mỹ là không dừng. Trong nghiên cứu này, các chuỗi dữ

liệu được sử dụng để ước lượng mô hình SVAR là các chuỗi dừng. Vì khi sử dụng

dữ liệu ở bậc gốc (không dừng) để ước lượng các mô hình SVAR, kết quả kiểm định

phân phối chuẩn của phần dư, kiểm định tương quan chuỗi đều không thỏa mãn.

Ngoài ra, nghiệm nghịch đảo của đa thức đặc tính AR phần lớn đều vượt qua giới hạn

1. Do đó, các chuỗi không dừng được lấy sai phân bậc 1 để chuyển thành chuỗi dừng

nhằm đảm bảo các kết quả ước lượng là ổn định và đáng tin cậy.

4.2.3 Độ trễ tối ưu và các kiểm định mô hình SVAR

4.2.3.1 Độ trễ tối ưu

Theo Brooks (2008) việc xác định độ trễ thích hợp là rất quan trọng vì nếu độ trễ quá

ngắn, mô hình có thể không được xác định chính xác, trong khi đó nếu độ trễ quá lớn

sẽ làm cho bậc tự do giảm, ước lượng sẽ không hiệu quả.

Dựa vào các tiêu chuẩn thông tin để xác định độ phù hợp của mô hình (sai số mô hình

càng nhỏ càng tốt) hay nói cách khác việc có nhiều biến trong mô hình dẫn đến dự

báo không hiệu quả. Do đó, các tiêu chuẩn thông tin có thể kết hợp để lựa chọn độ trễ

tối ưu của mô hình. Các tiêu chuẩn thông tin thường được sử dụng là AIC, BSC, HQ,

LR, FPE (Lütkepohl, 2005).

Lag

LogL

FPE

AIC

-1297,437

0,0119

15,437

15,566

15,489

-830,873

888,954

0,00835

10,495

11,532*

10,916

-725,421

192,185

0,00434*

9,827*

11,772

10,616*

-683,995

72,066

0,00483

9,917

12,769

11,074

-633,977

82,869

0,00484

9,905

13,664

11,430

-598,528

55,795

0,00581

10,065

14,732

11,959

-552,702

68,331*

0,00624

10,102

15,677

12,365

-517,693

49,302

0,00772

10,268

16,750

12,899

-480,859

48,821

0,00951

10,412

17,802

13,411

-439,170

51,803

0,00113

10,499

18,796

13,866

-402,100

42,992

0,00145

10,640

19,844

14,375

Bảng 4.6 Xác định độ trễ tối ưu của mô hình SVAR

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Bảng 4.6 cho thấy, các tiêu chí là FPE, AIC và HQ đều cho kết quả lựa chọn độ trễ là

2. Việc lựa chọn độ trễ tối ưu thường sử dụng tiêu chuẩn AIC và FPE; vì vậy độ trễ tối

ưu cho mô hình được lựa chọn là 2.

4.2.3.2 Các kiểm định mô hình

Từ kết quả kiểm định tính ổn định tổng quát của mô hình bằng nghiệm nghịch đảo

của đa thức đặc tính AR cho thấy tất cả các nghiệm của đa thức đều nằm trong vòng

tròn đơn vị, chứng tỏ mô hình VAR được ước lượng có tính ổn định (Phụ lục A –

Hình A.1). Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư cho thấy không có tồn

tại tương quan chuỗi của phần dư trong mô hình (Phụ lục A – Bảng A.1). Vì vậy, mô

hình SVAR được ước lượng là đáng tin cậy.

4.2.4 Kết quả nghiên cứu mô hình SVAR

Để trả lời câu hỏi nghiên cứu thứ nhất về chiều hướng và mức độ tác động của CSTT

đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam, phân tích phản ứng đẩy và phân rã phương sai

từ kết quả ước lượng của mô hình SVAR được thực hiện (Phụ lục B).

4.2.4.1 Phản ứng của giá cổ phiếu trước cú sốc chính sách tiền tệ, giá và sản lượng

Hình 4.4 cho thấy phản ứng của VNI do sốc điều hành CSTT đại diện bằng lãi suất liên

ngân hàng và cung tiền M2. Kết quả phản ứng đẩy cho thấy việc gia tăng cung tiền bắt

đầu tác động đến giá cổ phiếu trên thị trường từ tháng thứ hai với mức tăng 1,4% và

đạt mức cao nhất là tăng 3,5% sau 6 tháng (hình 4.4a). Tuy nhiên, đà tăng này không

tiếp tục được duy trì mà VNI lại bị sụt giảm sau đó, trở về lại mức cân bằng ban đầu

sau 12 tháng.

Kết quả này phù hợp với thực tế tại TTCK Việt Nam. Khi NHNN bắt đầu mở rộng

CSTT thông qua các công bố về tốc độ tăng trưởng cung tiền, tốc độ tăng trưởng tín

dụng vào đầu năm sẽ tạo ra sự kỳ vọng về giảm lãi suất, giảm chi phí sử dụng vốn, gia

tăng lợi nhuận của các doanh nghiệp. Vì vậy, giá cổ phiếu gia tăng thể hiện kỳ vọng

này. Tuy nhiên, sau khi CSTT bắt đầu phát huy tác động trên thực tế (độ trễ 6-9 tháng)

kết quả kinh doanh của các doanh nghiệp không thực sự như kỳ vọng trước đó nên đã

đẩy giá cổ phiếu trở về lại mức cân bằng cũ.

Lãi suất liên ngân hàng bắt đầu ảnh hưởng đến VNI sau một quý với mức tác động

không lớn. Khi có cú sốc tăng lên một độ lệch chuẩn của lãi suất liên ngân hàng, VNI

tăng nhẹ 1,6%, nhưng lại giảm ngay sau đó và đạt mức cân bằng mới là giảm 2,0% sau

9 tháng (hình 4.4b). Điều này có thể giải thích là do khi lãi suất liên ngân hàng tăng

lên, lãi suất thị trường (nhất là lãi suất cho vay của các NHTM) bắt đầu tăng sau đó tạo

nên áp lực tăng chi phí sử dụng vốn của các doanh nghiệp, giảm kỳ vọng của các nhà

đầu tư về lợi nhuận của doanh nghiệp trong tương lai.

Hình 4.4. Phản ứng tích lũy của VNI do sốc các biến số trong mô hình

-5

-10

-15

(a) Do sốc cung tiền (b) Do sốc lãi suất liên ngân hàng

-5

-10

-15

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Ngoài ra, từ hình 4.4c còn cho thấy giá cổ phiếu không phản ứng mạnh tức thời khi

có cú sốc của sản lượng mà chỉ bắt đầu tăng sau 3 tháng, đạt mức cân bằng mới tăng

4,5% sau 12 tháng. Kết quả này cũng giống với nghiên cứu của Phan Thị Bích

Nguyệt (2013), Võ Lê Mai (2012) cho thị trường Việt Nam và cũng như một số

nghiên cứu trên các thị trường phát triển và thị trường mới nổi như (Ioannidis và

Kontonikas, 2008; Raghavan và Dungey, 2015; Thorbecke, 1997; Ben Naceur và

ctg, 2007). Theo mô hình chiết khấu cổ tức và lý thuyết số lượng tiền tệ, sự gia tăng

của sản lượng trong nền kinh tế cho thấy hoạt động sản xuất kinh doanh của các

doanh nghiệp tốt hơn, gia tăng lợi nhuận từ đó tác động làm tăng dòng tiền kỳ vọng

và tăng giá cổ phiếu.

Ngược lại với cú sốc sản lượng, VNI phản ứng khá mạnh trước cú sốc lạm phát. VNI

bắt đầu giảm từ ngay từ tháng đầu tiên khi có cú sốc chỉ số giá tiêu dùng xảy ra và đạt

mức cân bằng mới giảm 6% sau 3 quý (hình 4.4d). Kết quả này cho thấy các nhà đầu

tư trên TTCK Việt Nam phản ứng mạnh trước cú sốc chỉ số giá tiêu dùng. Lo ngại về

sự bùng lên của lạm phát luôn thường trực và ảnh hưởng lớn đến tâm lý nhà đầu tư.

Ngoài ra, tác động gián tiếp của lạm phát đến VNI là do việc tăng giá hàng hóa trong

nền kinh tế (nhất là những năm có lạm phát cao như 2008, 2011) đã làm tăng giá nguyên

liệu đầu vào của các doanh nghiệp (trong đó có các doanh nghiệp niêm yết), gây khó

khăn cho hoạt động sản xuất kinh doanh, từ đó làm giảm lợi nhuận của doanh nghiệp.

Đây cũng là yếu tố làm giảm giá cổ phiếu trên thị trường. Kết quả trên cũng phù hợp

với một số nghiên cứu được thực hiện trên TTCK Việt Nam trước đó như: Nguyễn

Hữu Tuấn (2011), Nguyễn Minh Kiều và Nguyễn Văn Điệp (2013), Phan Đình Nguyên

và Tống Trang Châu (2014), Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương (2015),

Dương Ngọc Mai Phương và cộng sự (2015).

Từ các kết quả phân tích ở trên cho thấy, CSTT có những tác động ngày càng mạnh

đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Những thay đổi trong điều hành CSTT của

NHNN thông qua thay đổi lãi suất liên ngân hàng có tác động ngược chiều và cung tiền

có tác động cùng chiều đến giá chứng khoán sau độ trễ từ 3-6 tháng. Đặc biệt, VNI khá

nhạy cảm đối với sự thay đổi của giá hàng hóa. Khi có sự gia tăng đột ngột từ CPI, VNI

cũng phản ứng giảm ngay lập tức và tiếp tục giảm mạnh sau đó. Từ kết quả này là cơ

sở để đưa ra các gợi ý chính sách cho NHNN trong việc điều hành CSTT.

4.2.4.2 Phản ứng của sản lượng và giá hàng hóa trước cú sốc chính sách tiền tệ

Hình 4.5 cho thấy CPI có phản ứng mạnh trước các cú sốc điều hành CSTT. Việc thắt

chặt tiền tệ (biểu hiện bằng sự gia tăng của lãi suất liên ngân hàng) không làm lạm

phát giảm như kỳ vọng mà ngược lại làm lạm phát tăng lên (hình 4.5a). Kết quả này

tương đồng với các nghiên cứu của Phạm Thị Tuyết Trinh (2013), Nguyễn Hà Thanh

(2014), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2015) cho Việt Nam. Đây là hiện tượng

“price puzzle” diễn ra khá phổ biến tại các nền kinh tế khác nhau.

Giải thích cho hiện tượng này là do việc tăng lãi suất tái chiết khấu làm tăng lãi suất

cho vay của các ngân hàng, chi phí đi vay của các doanh nghiệp trong nền kinh tế tăng,

làm tăng giá thành sản xuất và giá tiêu dùng (Schabert, 2001). Biểu hiện rõ nhất là ở

giai đoạn năm 2008 với hàng loạt các biện pháp được NHNN sử dụng để thắt chặt tiền

tệ, đối phó với lạm phát như: (i) tăng tỷ lệ DTBB thêm 1% (Quyết định số

187/2008/QĐ-NHNN); (ii) phát hành tín phiếu bắt buộc 20.300 tỷ đồng cho các

NHTM (Quyết định số 346/QĐ-NHNN ngày 13/2/2008); (iii) khống chế tổng dư nợ

cho vay, chiết khấu giấy tờ có giá để đầu tư kinh doanh chứng khoán không được

vượt quá 20% vốn điều lệ của TCTD (Quyết định 03/2008/ QĐ-NHNN ngày

1/2/2008). Những quyết định này đã gây khó khăn cho thanh khoản của hệ thống

ngân hàng, làm lãi suất liên ngân hàng liên tục tăng cao (lên mức xấp xỉ 43%/năm

vào ngày 19/2/2008), chi phí đi vay tăng lập tức được phản ánh vào chi phí sản xuất

và theo đó là giá tiêu dùng.

Hình 4.5. Phản ứng tích lũy của giá và sản lượng do sốc cung tiền và lãi suất

-10

-5

-20

24 -10

(a) Phản ứng của CPI do sốc IR (b) Phản ứng của CPI do sốc M2

-5

-10

-15

24 -15

Nguồn: Trích xuất từ kết quả hồi quy trên phần mềm Eviews 8.0

Việc mở rộng cung tiền không làm lạm phát tăng ngay lập tức mà ngược lại, CPI

giảm nhẹ khi có cú sốc tăng cung tiền và chỉ bắt đầu tăng mạnh sau 12 tháng và đạt

mức tăng 16% ở 12 tháng kế tiếp (hình 4.5b). Kết quả này phản ánh đúng diễn biến

trong thực tế điều hành CSTT tại Việt Nam, nhất là hai giai đoạn xảy ra lạm phát cao

là năm 2008 và 2011. Giai đoạn từ 2002 – 2007 NHNN đã liên tục mở rộng CSTT

bằng cách gia tăng cung tiền, kết quả là lạm phát năm 2008 đạt mức xấp xỉ 20%. Tiếp

theo đó, để giảm tác động của khủng hoảng tài chính, kích thích kinh tế tăng trưởng

NHNN liên tục mở rộng tiền tệ trong năm 2009, kết quả là lạm phát tăng lên mức hai

con số vào năm 2010 và 2011 (Báo cáo thường niên NHNN).

Ngược lại với phản ứng mạnh mẽ của giá hàng hóa đối với các cú sốc trong điều hành

CSTT, sản lượng chịu tác động từ lãi suất liên ngân hàng với mức độ nhẹ hơn. Cụ

thể, sản lượng bắt đầu giảm 1,1% từ tháng thứ ba và đạt mức giảm cao nhất là 4,2%

sau 12 tháng khi có cú sốc tăng lãi suất liên ngân hàng (hình 4.5c). Trong khi đó, sản

lượng gần như không chịu tác động đáng kể nào từ cú sốc tăng cung tiền. Mở rộng

tiền tệ chỉ có tác động làm tăng sản lượng xấp xỉ 1% sau 12 tháng (hình 4.5d).

4.2.4.3 Phản ứng của chính sách tiền tệ đối với sự thay đổi giá cổ phiếu

Hình 4.6. Phản ứng tích lũy của các biến số CSTT do thay đổi giá cổ phiếu

-.2

-.4

-.6

-5

-.8

(a) Phản ứng M2 do sốc VNI (b) Phản ứng IR do sốc VNI

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Từ hình 4.6 cho thấy việc điều hành CSTT của NHNN theo xu hướng hỗ trợ cho

TTCK trong giai đoạn nghiên cứu. Để hỗ trợ cho cú sốc tăng giá cổ phiếu trên thị

trường, NHNN thực hiện điều hành CSTT theo hướng giảm lãi suất liên ngân hàng,

gia tăng cung tiền. Điều này thể hiện ở phản ứng của lãi suất liên ngân hàng khi có

cú sốc giá cổ phiếu. Lãi suất bắt đầu giảm từ tháng thứ hai với mức 2,0%, tiếp tục

giảm đạt mức cao nhất là 4,0% sau một quý (hình 4.6b). Tuy nhiên, lãi suất không

tiếp tục đà giảm này mà có xu hướng trở lại mức cân bằng cũ sau 12 tháng.

Cung tiền cũng có phản ứng ngay từ tháng thứ hai sau cú sốc tăng giá cổ phiếu theo

hướng cùng chiều và đạt mức cao nhất là tăng 7,2% sau 3 quý (hình 4.6a). Từ đó cho

thấy, bên cạnh các mục tiêu cuối cùng là tăng trưởng kinh tế và kiểm soát lạm phát,

NHNN còn chú trọng đến phát triển TTCK qua việc điều tiết cung tiền hỗ trợ tăng

giá cổ phiếu.

4.2.4.4 Phân tích phân rã phương sai

Phân tích phản ứng đẩy cho thấy được chiều hướng và mức độ tác động của các biến

số trong mô hình, tuy nhiên, lại không thấy được vai trò của các cú sốc đối với sự

thay đổi của các biến số trong thời gian nghiên cứu. Vì vậy phân tích phân rã phương

sai được thực hiện trên mô hình SVAR nhằm làm sáng tỏ hơn vấn đề này.

Để làm rõ hơn vai trò của CSTT đối với những thay đổi của giá cổ phiếu trên TTCK

Việt Nam, phân rã phương sai được thực hiện theo hai đoạn là từ tháng 01/2002 đến

tháng 12/2007 và từ tháng 01/2008 đến tháng 12/2016. Sở dĩ, cần thực hiện phân chia

thành hai giai đoạn là là do vào ngày 28/05/2007 NHNN đã ban hành chỉ thị số

03/2007/CT-NHNN về kiểm soát quy mô, chất lượng tín dụng và cho vay đầu tư,

kinh doanh chứng khoán nhằm kiểm soát lạm phát, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Theo

đó, các tổ chức tín dụng phải thực hiện các biện pháp khống chế dư nợ vốn cho vay,

chiết khấu giấy tờ có giá để đầu tư, kinh doanh chứng khoán ở mức dưới 3% tổng dư

nợ tín dụng của tổ chức tín dụng.

Sau đó đến ngày 01/02/2008 NHNN đã thay thế chỉ thị này bằng quyết định số

03/2008/QĐ-NHNN về cho vay, chiết khấu giấy tờ có giá để đầu tư và kinh doanh

chứng khoán. Đây là hai quyết định được coi là có ảnh hưởng mạnh mẽ của NHNN

đối với hoạt động đầu tư trên TTCK.

- Giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2007

Từ kết quả phân rã phương sai ở Bảng 4.7 cho thấy trong giai đoạn 2002 – 2007 giá

cổ phiếu trên TTCK có phản ứng tức thời với các cú sốc của tất cả các biến trong mô

hình ngay từ kỳ đầu tiên. Các biến ngoại sinh giải thích được hơn 17% mức độ biến

động của VNI, trong khi đó các biến đại diện cho CSTT của NHNN mới chỉ giải thích

được khoảng 10,5% mức độ biến động của VNI. Ngoài ra, VNI cũng chịu tác động

từ lạm phát và sản lượng với mức tác động không lớn, xấp xỉ 5%

Bảng 4.7 Phân rã phương sai giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2007

Phân rã phương sai của M2

Kỳ

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

0,200

9,243

10,500

1,374

78,682

0,000

4,446

10,026

14,442

1,667

64,182

4,997

0,240

4,271

9,380

14,060

1,867

60,853

8,978

0,591

8,300

8,969

13,241

2,397

55,521

9,244

2,327

9,367

8,603

13,692

2,634

53,086

8,937

3,682

9,944

8,452

14,672

2,691

51,466

8,824

3,951

Phân rã phương sai của IR

Kỳ

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

0,020

0,201

0,116

0,371

2,149

97,142

0,000

3,957

3,213

0,962

0,909

5,478

82,872

2,609

4,695

3,982

1,078

2,791

10,560

69,738

7,155

5,117

5,682

4,084

2,798

11,797

62,563

7,958

6,427

5,609

4,196

2,823

12,519

60,001

8,426

13,433

4,915

6,255

2,848

10,957

52,280

9,311

Phân rã phương sai của VNI

Kỳ

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

0,070

3,572

2,802

1,387

0,135

0,177

91,857

0,728

8,293

1,578

1,651

1,130

2,254

84,366

4,741

9,598

1,655

1,953

2,656

3,075

76,322

4,936

10,581

1,886

2,090

2,808

6,686

71,013

5,171

10,485

2,058

2,430

3,361

6,709

69,786

7,250

10,261

2,439

2,385

3,571

6,701

67,393

Nguồn: Trích xuất kết quả từ phần mềm Eviews 8.0

Kết quả trên được giải thích là do đây là giai đoạn thị trường mới đi vào hoạt động

với số lượng cổ phiếu niêm yết cũng như giao dịch rất thấp. Giá trị vốn hóa thị trường

trong 5 năm đầu xấp xỉ 1%/GDP, VNI chỉ dao động trong khoảng hẹp, từ 200 – 300

điểm (Hình 4.7). Chính vì vậy, những tác động từ điều hành CSTT của NHNN đến

thị trường không lớn là hợp lý.

Từ hình 4.7 cho thấy trong giai đoạn 2002 – 2007 lãi suất chính sách của NHNN được

điều chỉnh theo xu hướng tăng với biên độ hẹp (4,8% - 6,0%) và cung tiền được mở

rộng với tốc độ tăng trên 30% (giai đoạn 2002 – 2007) nhưng giá cổ phiếu đã không

có những phản ứng rõ rệt trước các thay đổi của chính sách. Như vậy, có thể thấy đặc

điểm nổi bật của giai đoạn này là tính nhạy cảm của giá cổ phiếu trước các thay đổi

của CSTT chưa cao.

Điểm

1200

1000

800

600

400

200

1 M 2 0 0 2

4 M 2 0 0 2

7 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

4 M 3 0 0 2

7 M 3 0 0 2

1 M 4 0 0 2

4 M 4 0 0 2

7 M 4 0 0 2

1 M 5 0 0 2

4 M 5 0 0 2

7 M 5 0 0 2

1 M 6 0 0 2

4 M 6 0 0 2

7 M 6 0 0 2

1 M 7 0 0 2

4 M 7 0 0 2

7 M 7 0 0 2

0 1 M 2 0 0 2

0 1 M 3 0 0 2

0 1 M 4 0 0 2

0 1 M 5 0 0 2

0 1 M 6 0 0 2

0 1 M 7 0 0 2

LS liên NH

M2 (%)

VNI

Hình 4.7. Lãi suất liên ngân hàng, M2 và VNI giai đoạn 2002 - 2007

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ NHNN và HSX

Sở dĩ giá cổ phiếu chưa có những phản ứng rõ rệt đối với những thay đổi trong điều

hành CSTT là do quy mô thị trường còn quá nhỏ. Giai đoạn 2002 -2006 giá trị vốn

hóa TTCK chỉ mới xấp xỉ 1% GDP với hơn 20 công ty niêm yết, quy mô giao dịch

chỉ vài trăm tỷ đồng/phiên (bảng 4.5). Vì vậy, những ảnh hưởng không những của

điều hành CSTT mà còn từ các yếu tố vĩ mô không có tác động rõ ràng lên giá chứng

khóan là điều dễ hiểu. Nghiên cứu tại các thị trường mới phát triển cũng cho thấy

điều này như nghiên cứu của (Abaenewe và Ndugbu, 2013) tại Nigeria.

Sang đầu năm 2006 giá cổ phiếu liên tục tăng do tác động từ nhiều sự kiện như: (i)

BTC ban hành thông tư 11/2006/TTCK-BTC ngày 21/02/2006 về phí và lệ phí trong

lĩnh vực ngân hàng, chứng khoán theo đó phí giảm dịch giảm xuống chỉ còn 0,05%

(so với trước đó là 0,1%); (ii) Luật chứng khoán được Quốc hội thông qua ngày

29/06/2006. Chỉ trong vòng 3 tháng, VNI đã tăng từ 313,14 điểm (06/02/2006) lên

632,69 điểm (25/04/2006) với mức tăng gần 100% (hình 4.7).

Năm

Tài khoản nhà đầu tư

Cổ phiếu niêm yết

Công ty chứng khoán

trị Giá vốn hóa thị trường so với GDP

Khối lượng cổ phiếu niêm yết (triệu cp)

Công ty quản lý quỹ

Giá trị giao dịch bình quân phiên (tỷ đồng)

Giá trị vốn hóa thị trường (tỷ đồng)

2.436

0,2

2002

13.607

99,96

2.370

0,2

2003

16.486

112,00

4.237

0,8

2004

21.600

133,58

7.390

1,2

2005

29.065

340,75

112

2006 110.652

2.526,2

195

402

147.967

22,7

2007 312.139

5.138,2

253

1.562

364.425

40,0

Bảng 4.8 Một số chỉ tiêu cơ bản của thị trường chứng khoán Việt Nam Giai đoạn 2002 – 2007

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ báo cáo thường niên của HSX và HNX

Giai đoạn từ đầu năm 2006 đến cuối năm 2007, NHNN không điều chỉnh lãi suất cơ

bản và lãi suất tái chiết khấu nhưng giá cổ phiếu vẫn liên tục tăng. Từ đó cho thấy giá

cổ phiếu không bị ảnh hưởng nhiều từ thay đổi lãi suất chính sách. Tuy nhiên, cung

tiền M2 tăng mạnh tới 9,75% chỉ trong 4 tháng đầu năm 2006 (mức cao nhất so với

cùng kỳ các năm trước đó) đã dẫn đến dòng vốn chảy vào TTCK tăng khá nhanh, thể

hiện qua dư nợ cho vay của các NHTM đối với hoạt động kinh doanh chứng khoán.

Theo Tú Anh (2006), tổng dư nợ cho vay ngành ngân hàng cả năm 2006 tăng 137.000

tỷ đồng, tương đương khoảng 19%, ước đoán con số cho vay đầu tư chứng khoán

khoảng từ 2-3% tổng dư nợ cho vay đến 31/12/2006.

Đến cuối năm 2006, sự kiện Việt Nam chính thức gia nhập WTO và việc tổ chức

thành công Hội nghị cấp cao APEC đã tạo ra sự kỳ vọng về tương lai tốt đẹp của nền

kinh tế. Đồng thời, tốc độ tăng trưởng cung tiền đạt mức 11,7% trong ba tháng đầu

năm 2007, cao nhất trong vòng 12 năm trước đó. Dòng vốn đầu tư vào TTCK liên tục

gia tăng với giá trị giao dịch bình quân 1 phiên những tháng nửa đầu năm 2007 trên

1.700 tỷ đồng – mức cao nhất từ khi thị trường thành lập.

Phân rã phương sai tại bảng 4.7 còn cho thấy sự biến động cung tiền trong giai đoạn

này chịu tác động lớn của biến động sản lượng. Cụ thể ngay từ tháng đầu tiên, sự thay

đổi của sản lượng giải thích được hơn 10% mức độ biến động của cung tiền và đạt

mức cao nhất là 14% sau 6 tháng. Kết quả này phản ánh tham vọng sử dụng CSTT

để kích thích tăng trưởng kinh tế của NHNN bằng cách liên tục mở rộng cung tiền

trong giai đoạn 2002 -2007 với mức trung bình trên 25% mỗi năm, riêng năm 2007

là 46,12%.

Mặc dù vậy, tăng trưởng GDP chỉ đạt mức bình quân trên 7%/năm. Từ đó đặt ra nghi

vấn về một lượng lớn cung tiền đã không được sử dụng cho đầu tư, phát triển sản

xuất mà chảy vào các kênh đầu tư khác, đặc biệt là đầu tư cổ phiếu. Từ diễn biến thực

tế trên TTCK Việt Nam từ năm 2006 đến đầu năm 2007, lượng cầu cổ phiếu tăng

mạnh đã làm cho VNI đạt mức cao nhất là 1.106,6 điểm vào ngày 10/03/2007.

Biến động của VNI trong giai đoạn này không giải thích được nhiều biến động của

cung tiền và lãi suất liên ngân hàng. VNI chỉ giải thích được gần 3% diễn biến của

cung tiền và 8,4% diễn biến của lãi suất liên ngân hàng sau 12 tháng. Kết quả này cho

thấy trong giai đoạn 2002 -2007 TTCK chưa phải là mối quan tâm hàng đầu của các

nhà điều hành CSTT.

- Giai đoạn từ tháng 12/2007 đến tháng 12/2016

Sự tăng lên liên tục của giá cổ phiếu và giá trị giao dịch trên TTCK vào đầu năm 2007

xuất hiện nguy cơ tạo thành “bong bóng”. Việc thu được tỷ suất sinh lời cao đã khuyến

khích dòng tiền đổ vào chứng khoán càng nhiều, bất chấp các cảnh báo được đưa ra.

Trước tình hình đó, để giảm bớt những bất ổn, giúp thị trường phát triển bền vững,

tránh nguy cơ sụp đổ, NHNN đã ban hành chỉ thị 03/2007 ngày 28/05/2007 và sau đó

là quyết định 03/NHNN ngày 01/02/2008.

Sang đầu năm 2008, NHNN tiếp tục thực hiện một loạt các biện pháp thắt chặt tiền

tệ như: yêu cầu các NHTM mua 20.300 tỷ đồng tín phiếu bắt buộc, tăng lãi suất cơ

bản, lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái chiết khấu để kiềm chế lạm phát. Cụ thể, lãi

suất cơ bản tăng từ 8,75% lên 14%, lãi suất tái cấp vốn tăng từ 7,5% lên 15% và lãi

suất tái chiết khấu tăng từ 6% lên 13% (phụ lục D).

Thêm vào đó, việc NHNN ban hành quyết định 03/2008/QĐ-NHNN không những

tác động tới tâm lý nhà đầu tư mà còn ảnh hưởng trực tiếp đến dòng tiền vào TTCK,

cũng như chi phí vốn đầu tư. Vì vậy, với độ trễ sau 3 tháng VNI đã sụt giảm rất mạnh,

đạt mức đáy vào tháng 02/2009 là 261 điểm.

Bảng 4.9 Phân rã phương sai giai đoạn tháng 12/2007 đến tháng 12/2016

Phân rã phương sai của IPI

Kỳ

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

2,574

1,554

95,872

0,000

5,251

2,116

83,705

0,408

5,487

1,833

1,199

5,414

2,200

83,068

0,432

5,562

2,006

1,319

5,367

2,257

81,903

0,484

6,637

2,026

1,326

5,369

2,252

81,525

0,639

6,870

2,022

1,323

Phân rã phương sai của CPI

Kỳ

FFR

OIL

IPI

CPI

VNI

1,280

1,769

0,006

96,944

0,000

9,093

7,564

0,349

78,908

0,876

0,840

2,370

10,033

7,180

3,033

70,726

5,363

1,217

2,446

9,338

6,098

3,254

56,192

21,757

1,090

2,270

9,142

5,698

3,197

53,844

24,834

1,169

2,116

Phân rã phương sai của M2

OIL

IPI

CPI

Kỳ

FFR

VNI

1,553

4,778

0,458

0,090

93,121

0,000

0,472

4,002

1,813

2,604

90,729

0,190

0,189

1,035

4,598

0,952

7,158

84,812

1,274

0,171

1,509

4,011

0,806

11,698

80,459

1,364

0,152

1,513

3,829

0,960

14,508

77,595

1,431

0,163

2,135

3,603

1,056

14,726

76,855

1,416

0,209

Phân rã phương sai của IR

CPI

IPI

Kỳ

FFR

OIL

VNI

0,479

2,004

7,539

0,365

0,079

89,533

0,000

10,568

2,680

7,430

1,665

2,282

71,198

4,176

9,829

4,993

7,790

1,616

4,952

66,450

4,371

9,735

4,852

7,769

1,608

7,405

64,282

4,348

9,874

4,797

7,670

1,695

8,597

63,092

4,275

10,196

4,778

7,671

1,709

9,018

62,392

4,236

Phân rã phương sai của VNI

CPI

IPI

Kỳ

FFR

OIL

VNI

2,435

3,712

3,150

2,937

0,273

4,735

82,757

7,453

7,369

2,744

4,558

8,823

8,439

60,615

6,031

5,895

3,254

8,751

7,217

16,577

52,275

6,706

5,822

4,115

11,025

6,819

16,227

49,286

6,841

6,085

4,111

10,972

7,126

16,060

48,805

6,916

6,038

4,153

10,892

7,966

15,921

48,114

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Bảng 4.9 cho thấy các biến số CSTT, đặc biệt là lãi suất liên ngân hàng có ảnh hưởng

mạnh đến biến động của VNI ngay từ kỳ đầu tiên với mức hơn 4% và giải thích được

16,5% mức độ biến động của VNI chỉ sau 6 kỳ. Cung tiền cũng giải thích được 8,8% mức

độ biến động của VNI chỉ sau 3 kỳ. Kết quả cho thấy ở giai đoạn này giá cổ phiếu đã có

những phản ứng rõ rệt đối với thay đổi trong điều hành CSTT. Quan sát số liệu thống kê

theo ngày của VNI cho thấy mặc dù sau 3 tháng kể từ khi NHNN ban hành chỉ thị 03/2007

VNI vẫn duy trì ở mức trên 1.000 điểm nhưng khối lượng và giá trị giao dịch cổ phiếu sụt

giảm mạnh sau 2 tháng, chỉ còn bình quân 6 triệu cổ phiếu một phiên.

1200

60 % 50

1000

800

600

400

200

1 M 2 0 0 2

7 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

7 M 3 0 0 2

1 M 4 0 0 2

7 M 4 0 0 2

1 M 5 0 0 2

7 M 5 0 0 2

1 M 6 0 0 2

7 M 6 0 0 2

1 M 7 0 0 2

7 M 7 0 0 2

1 M 8 0 0 2

7 M 8 0 0 2

1 M 9 0 0 2

7 M 9 0 0 2

1 M 0 1 0 2

7 M 0 1 0 2

1 M 1 1 0 2

7 M 1 1 0 2

1 M 2 1 0 2

7 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

7 M 3 1 0 2

1 M 4 1 0 2

7 M 4 1 0 2

1 M 5 1 0 2

7 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

7 M 6 1 0 2

LS liên NH (%)

M2 (%)

VNI (điểm)

Hình 4.8. Lãi suất liên NH, M2 và VNI giai đoạn 2007- 2016

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ HSX, NHNN

Trước nguy cơ giá cổ phiếu tiếp tục sụt giảm trong năm 2009, chính phủ đã triển khai

gói kích cầu để đối phó với tác động từ khủng hoảng tài chính toàn cầu. Các cơ quan

quản lý đã đưa ra nhiều giải pháp hỗ trợ thị trường như: Tổng công ty đầu tư kinh

doanh vốn nhà nước được yêu cầu tham gia mua cổ phiếu; UBCKNN điều chỉnh biên

độ giao động giá chứng khoán; NHTM và CTCK dừng bán giải chấp cổ phiếu; gói

kích cầu của chính phủ...

Đồng thời, NHNN thực hiện hàng loạt các biện pháp nới lỏng tiền tệ như: giảm mạnh

lãi suất tái chiết khấu và lãi suất cơ bản; giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc từ 5% còn 3%;

tăng cung tiền (tốc độ tăng M2 trong 6 tháng đầu năm 2009 là 17,59%). Các biện

pháp trên không những hỗ trợ sản xuất của các doanh nghiệp trong nước mà còn thúc

đẩy TTCK tăng trưởng trở lại. VNI tăng 117% chỉ trong vòng 3 tháng với mức đỉnh

gần 600 điểm vào cuối năm 2009. Khối lượng giao dịch bình quân mỗi phiên trong 3

tháng đầu năm 2009 xấp xỉ 12 triệu cổ phiếu, riêng tháng 06/2009 có tới 54 triệu chứng

khoán được mua bán mỗi phiên.

Sang năm 2010, khi hiệu lực của gói kích cầu kết thúc (không còn ưu đãi về thuế và

lãi suất), cùng với áp lực thu hồi vốn đã cho vay ưu đãi của các ngân hàng đã đẩy lãi

suất trên thị trường lên cao, bình quân khoảng 17%/năm. Đồng thời, việc kiểm soát

tăng trưởng tín dụng của NHNN đã tác động làm giá cổ phiếu sụt giảm.

Đến đầu tháng 04/2010 sau chỉ thị của chính phủ yêu cầu NHNN giảm lãi suất cho

vay trên thị trường đã tác động ngay lập tức đến TTCK, VNI tăng đạt mức 549,51

điểm (cao nhất năm 2010). Trước lo ngại về sự tăng cao bất thường của lạm phát,

NHNN đã đột ngột tăng lãi suất tái chiết khấu từ 7% lên 13% vào tháng 02/2011,

đồng thời giảm tăng trưởng tín dụng xuống dưới 20%, giảm tỷ trọng dư nợ cho vay

bất động sản, đầu tư chứng khoán của các NHTM từ 22% xuống còn 16%. Do đó, xu

thế chủ đạo của VNI trong năm 2011 là xu thế giảm.

Ngoài ra, sang đầu năm 2013, khi NHNN bắt đầu thực hiện cắt giảm lãi suất tái chiết

khấu từ mức 9% xuống còn 5% cùng với hàng loại các biện pháp tái cấu trúc TTCK

được triển khai, giá cổ phiếu đã tăng trở lại (hình 4.8). Xu hướng chủ đạo của VNI

giai đoạn 2013 - 2016 là tăng điểm. Tính đến tháng 12/2016, tổng giá trị giao dịch

toàn thị trường đạt 1.164 nghìn tỷ đồng, tăng 80% so với năm 2015; giá trị giao dịch

bình quân mỗi phiên đạt 5.448 tỷ đồng, trong đó giá trị giao dịch cổ phiếu, chứng chỉ

quỹ bình quân mỗi phiên đạt 2.959 tỷ đồng (Bảng 4.10).

Việc NHNN tiếp tục chuyển hướng điều hành CSTT qua việc xác định mục tiêu hàng

đầu là kiểm soát lạm phát, nhất là trong giai đoạn từ 2012 đến 2016 đã giúp cho tốc

độ tăng giá hàng tiêu dùng được duy trì ở mức thấp, tốc độ tăng trưởng sản lượng

được duy trì ở mức trên 6%/năm đã góp phần hỗ trợ TTCK hồi phục, VNI đạt mức

cao nhất từ sau giai đoạn khủng hoảng năm 2008 với 663 điểm vào tháng 12/2016.

Năm

Tài khoản nhà đầu tư

Giá trị vốn hóa thị trường (tỷ đồng)

Giá trị giao dịch bình quân phiên (tỷ đồng)

Công ty chứng khoán

Công ty quản lý quỹ

Cổ phiếu niêm yết

Khối lượng cổ phiếu niêm yết (triệu cp)

Giá trị vốn hóa thị trường so với GDP

2008

531.428

8.085

342

102

1.616

169.359

19,6

2009

822.914

14.278

454

105

2.873

494.072

37,7

2010

1.056.000

23.685

646

105

2.489

569.255

40,1

2011

1.200.000

28.147

699

105

1.491

489.079

21,0

2012

1.260.000

33.403

678

105

2.158

647.565

26,0

2013

1.300.000

35.696

703

104

2.578

847.777

31,0

2014

1.370.000

42.346

670

2.978

990.511

31,5

2015

1.552.00

42.610

685

2.519

1.146.874

30,8

2016

1.693.036

49.388

696

2.959

1.643.591

38,7

Bảng 4.10 Một số chỉ tiêu cơ bản của thị trường chứng khoán Việt Nam Giai đoạn 2008 – 2016

Tổng hợp của tác giả từ báo cáo thường niên của HSX và HNX

Bên cạnh đó, phản ứng của giá cổ phiếu không những là do tác động từ các thông tin

trong nội bộ nền kinh tế mà còn từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu, gây ra nguy cơ

đổ vỡ đối với hệ thống tài chính. Phân rã phương sai VNI còn cho thấy tác động của lãi

suất vốn liên bang của Mỹ và giá dầu thế giới đối với giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam.

Cụ thể, FFR giải thích được 4% mức độ biến động của VNI, trong khi giá dầu thế giới

đóng góp 11% mức độ biến động của VNI. Sự sụt giảm mạnh của giá dầu thế giới từ

mức hơn 130 USD/thùng (12/2014) giá dầu giảm mạnh còn chưa tới 30 USD/thùng vào

tháng 12//2015 đã ảnh hưởng mạnh đến giá cổ phiếu của các công ty dầu khí niêm yết

trên hai SGDCK, từ đó tác động mạnh đến giá cổ phiếu toàn thị trường.

Trong bảng 4.9 thể hiện giai đoạn 2008 – 2016 biến động của lạm phát giải thích được

tới xấp xỉ 15% biến động của cung tiền và 10% biến động của lãi suất liên ngân hàng.

Từ đó cho thấy việc điều hành CSTT trong thời gian gần đây đã tập trung mạnh vào mục

tiêu kiểm soát lạm phát, đúng như các cam kết của NHNN.

4.3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

ĐẾN THANH KHOẢN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

4.3.1 Tổng quan về thanh khoản thị trường chứng khoán Việt Nam

Thanh khoản TTCK Việt Nam được nghiên cứu theo các đặc tính thanh khoản gồm:

tính tức thời, độ rộng, độ sâu và độ đàn hồi. Tương ứng với từng đặc tính có các tiêu

chí đo lường khác nhau. Tính tức thời của thị trường được đo lường qua chỉ tiêu

Zeros. Đây là chỉ tiêu mang ý nghĩa kém thanh khoản, Zeros càng lớn, tính thanh

khoản của thị trường càng thấp.

Độ rộng của thị trường được đo lường qua chỉ tiêu giá trị giao dịch theo tháng (TV)

và tỷ lệ thanh khoản (LR). Đây là hai chỉ tiêu mang ý nghĩa thanh khoản, giá trị của

TV và LR càng lớn, thanh khoản của thị trường càng tốt. Độ sâu của thị trường được

biểu hiện qua tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu (Turnover) và chỉ số thanh khoản Martin

(MLI). Trong đó Turnover là chỉ tiêu thể hiện tính thanh khoản còn MLI là chỉ tiêu

thể hiện tính thiếu thanh khoản, MLI càng lớn, thanh khoản càng giảm. Độ đàn hồi

của thị trường được đo lường qua chỉ tiêu Ailliq, đây cũng là một chỉ tiêu biểu hiện

tính kém thanh khoản.

Từ hình 4.9 cho thấy các chỉ tiêu thể hiện tính thanh khoản là giá trị giao dịch, tỷ lệ thanh

khoản và tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu ngày càng gia tăng mạnh, cao nhất là giai đoạn 2009

đến 2010. Tổng giá trị giao dịch tăng mạnh từ tháng 04/2009 với mức 17.631 tỷ đồng và

đạt mức cao nhất trong toàn thời kỳ là 86.300 tỷ đồng vào tháng 10/2009. Tỷ lệ thanh

khoản có xu hướng ngày càng tăng, nhất là từ năm 2012 đến 2016, cho thấy thanh khoản

TTCK Việt Nam ngày càng được cải thiện về độ rộng và độ sâu.

Zeros

Tỷ đồng 100,000

% 25

80,000

60,000

40,000

20,000

1 M 2 0 0 2

9 M 5 0 0 2

8 M 6 0 0 2

7 M 7 0 0 2

6 M 8 0 0 2

5 M 9 0 0 2

4 M 0 1 0 2

3 M 1 1 0 2

2 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

9 M 6 1 0 2

2 1 M 2 0 0 2

1 1 M 3 0 0 2

0 1 M 4 0 0 2

2 1 M 3 1 0 2

1 1 M 4 1 0 2

0 1 M 5 1 0 2

1 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

1 M 4 0 0 2

1 M 5 0 0 2

1 M 6 0 0 2

1 M 7 0 0 2

1 M 8 0 0 2

1 M 9 0 0 2

1 M 0 1 0 2

1 M 1 1 0 2

1 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

1 M 4 1 0 2

1 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

MLI

0.0040

1,000

800

0.0030

600

0.0020

400

200

0.0010

0.0000

1 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

1 M 4 0 0 2

1 M 5 0 0 2

1 M 6 0 0 2

1 M 7 0 0 2

1 M 8 0 0 2

1 M 9 0 0 2

1 M 0 1 0 2

1 M 1 1 0 2

1 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

1 M 4 1 0 2

1 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

… M 0 1 0 2

… M 1 1 0 2

… M 2 1 0 2

2 M 2 0 0 2

3 M 3 0 0 2

4 M 4 0 0 2

5 M 5 0 0 2

6 M 6 0 0 2

7 M 7 0 0 2

8 M 8 0 0 2

9 M 9 0 0 2

1 M 4 1 0 2

2 M 5 1 0 2

3 M 6 1 0 2

Turnover

Ailliq

1 M 2 0 0 2

9 M 5 0 0 2

8 M 6 0 0 2

7 M 7 0 0 2

6 M 8 0 0 2

5 M 9 0 0 2

4 M 0 1 0 2

3 M 1 1 0 2

2 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

9 M 6 1 0 2

2 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

9 M 6 0 0 2

8 M 7 0 0 2

7 M 8 0 0 2

6 M 9 0 0 2

5 M 0 1 0 2

4 M 1 1 0 2

3 M 2 1 0 2

2 M 3 1 0 2

1 M 4 1 0 2

2 1 M 2 0 0 2

1 1 M 3 0 0 2

0 1 M 4 0 0 2

2 1 M 3 1 0 2

1 1 M 4 1 0 2

0 1 M 5 1 0 2

2 1 M 3 0 0 2

1 1 M 4 0 0 2

0 1 M 5 0 0 2

2 1 M 4 1 0 2

1 1 M 5 1 0 2

0 1 M 6 1 0 2

Hình 4.9. Diễn biến thanh khoản TTCK Việt Nam

Nguồn: Tính toán của tác giả

Các chỉ tiêu thể hiện cho tính thiếu thanh khoản gồm: chỉ số thanh khoản (MLI), tỷ

lệ ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0 (Zeros) và Ailliq đều diễn biến theo chiều

ngược lại. Các chỉ số này đạt giá trị cao ở giai đoạn trước năm 2007 và giảm dần ở

các năm sau đó. Riêng chỉ số Ailliq cho thấy thị trường thiếu thanh khoản mạnh vào

giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính năm 2008. Nguyên nhân là do vào giai đoạn

này lượng cổ phiếu giao dịch bị sụt giảm mạnh từ mức hơn 3 triệu cổ phiếu/ngày

xuống còn 1 triệu cổ phiếu/ngày. Trong khi đó, VNI lại biến động tăng giảm mạnh,

gần hết biên độ +/-5%. Từ năm 2009 đến 2016, khi lượng cổ phiếu được giao dịch

tăng lên liên tục với mức độ biến động của VNI cũng không cao như trước nên Ailliq

không còn biến động mạnh.

4.3.2 Thống kê mô tả các biến số trong mô hình VAR

Trung vị

Tối đa

Tối thiểu

Độ lệch chuẩn

Độ nghiêng

Độ nhọn

Trung bình

Số quan sát

180

1,47

5,31

12,23

IP_SA

10,79

39,74

0,11

7,55

180

1,57

5,27

8,03

CPI_SA

6,80

29,62

0,00

6,28

180

0,77

3,35

25,12

M2_SA

23,63

51,18

10,37

8,38

180

1,08

4,13

6,73

6,51

18,65

0,54

3,51

180

0,81

5,40

0,94

-0,11

41,55

-26,11

9,84

180

1,34

4,42

4,49

ZEROS

4,45

22,22

0,00

5,38

180

1,74

7,56

3,21

TURNOVER

2,74

13,37

0,11

2,03

180

0,85

2,85

1.90E+13 1.48E+13 8.28E+13 2.18E+10 1.89E+13

180

MLI

3.93E+05 5.11E+04 9.40E+06 1.09E+03 8.80E+05

6,58 63,30

180

1,14

3,33

1.96E+11 1.29E+11 9.09E+11 1.06E+09 2.23E+11

180

2,18

7,43

AILLIQ

2,42

0,98

16,40

0,11

3,35

Bảng 4.11 Thống kê mô tả các biến số trong mô hình VAR

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Từ bảng 4.11 cho thấy tỷ suất sinh lời (SR) trên TTCK đạt giát trị tối thiểu là -26,11%

và tối đa là 41,55% trong thời gian nghiên cứu. Các biến số phản ánh tính thanh khoản

TTCK gồm Turnover, TV và LR và các biến số phản ánh tính thiếu thanh khoản gồm

Zeros, MLI và Ailliq được tính toán theo các công thức ở chương 3. Toàn bộ dữ liệu

thu thập được đều có phân phối chuẩn với tổng số quan sát là 180, phù hợp sử dụng

cho mô hìnhVAR trong phân tích chuỗi dữ liệu thời gian.

4.3.3 Tính dừng, sai phân của dữ liệu và độ trễ của mô hình

Hai phương pháp kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian phổ biến là

Augmented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP). Nếu dữ liệu chưa dừng sẽ

sử dụng phương pháp lấy sai phân để biến đổi chuỗi thành dừng và biến số sai phân sẽ

được sử dụng trong mô hình hồi quy.

Chuỗi sai phân bậc I

Chuỗi gốc

Kết quả

Biến số

Kiểm định ADF

Kiểm định PP

Kiểm định ADF

Kiểm định PP

I(0)

Zeros

-4,9717***

-11,3724***

I(0)

-14,0837***

-23,9088***

I(0)

-10,2733***

-11,7968***

I(0)

MLI

-13,3127***

-25,5438***

I(0)

Turnover

-6,1684***

-4,9772***

I(0)

-13,7046***

-14,0208***

Ailliq

I(0)

-9,8265***

-9,8256***

I(1)

-2,0751

-2,5923*

-11,7516***

-11,9321***

I(1)

-1,2655

-2,6524*

-7,6133*** -10,7506***

I(0)

IPI

-3,4358**

-10,9083***

I(0)

CPI

-2,6178*

-2,6421*

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình VAR

(Ghi chú: ***, *** lần lượt cho biết mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%)

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Từ kết quả ở bảng 4.12 cho thấy phần lớn các chuỗi đều dừng ở bậc gốc, trừ các biến

cung tiền và lãi suất liên ngân hàng. Vì vậy, để đảm bảo các chuỗi dữ liệu đều dừng, việc

lấy sai phân bậc I cho các chuỗi này được thực hiện và kết quả cho thấy chuỗi các chuỗi

không dừng ở bậc gốc đều dừng ở sai phân bậc I với mức ý nghĩa 1%. Độ trễ tối ưu đối

của các mô hình VAR được lựa chọn theo tiêu chuẩn AIC và FPE, cụ thể như sau:

Mô hình

Biến số

Độ trễ tối ưu được lựa chọn

VAR01

IPI, CPI, M2, IR, SR, ZEROS

VAR02

IPI, CPI, M2, IR, SR, LR

VAR03

IPI, CPI, M2, IR, SR, TV

Bảng 4.13 Độ trễ tối ưu của các mô hình VAR

VAR04

IPI, CPI, M2, IR, SR, MLI

VAR05

IPI, CPI, M2, IR, SR, TURNOVER

VAR06

IPI, CPI, M2, IR, SR, AILLIQ

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ phần mềm Eviews 8.0

Các kiểm định cho mô hình VAR gồm kiểm định tính ổn định tổng quát của mô hình

bằng nghiệm nghịch đảo của đa thức đặc tính AR, kiểm định tương quan chuỗi của

phần dư được thực hiện. Kết quả cho thấy tất cả các nghiệm của đa thức đều nằm

trong vòng tròn đơn vị, chứng tỏ các mô hình VAR được ước lượng có tính ổn định.

Đồng thời, kết quả cho thấy không có tồn tại tương quan chuỗi của phần dư trong mô

hình (phụ lục C1 đến C5).

4.3.4 Kết quả ước lượng tác động của chính sách tiền tệ đến từng đặc tính thanh

khoản của thị trường chứng khoán Việt Nam

4.3.4.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến tính tức thời của thị trường

Tính thức thời biểu hiện khả năng thanh khoản của TTCK qua các chỉ tiêu như: thời

gian thực hiện giao dịch, số lượng nhà đầu tư tham gia thị trường, số lượng công ty

niêm yết, số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0.

Từ thời điểm mới chính thức đi vào hoạt động, trên TTGDCK TP.HCM mỗi tuần chỉ

tổ chức 3 phiên giao dịch với thời gian thanh toán là T+3. Cho đến cuối năm 2015,

tần suất giao dịch đã được tăng lên 5 ngày một tuần, một ngày 2 phiên giao dịch (sáng,

chiều), thời gian thanh toán được rút ngắn lại còn T+2. Như vậy, việc rút ngắn thời

gian thanh toán, tăng thời lượng giao dịch đã thúc đẩy quy mô giao dịch của TTCK

gia tăng đáng kể.

Thêm vào đó, số lượng công ty niêm yết và số tài khoản nhà đầu tư giao dịch chứng

khoán cũng tăng lên nhanh chóng. Hình 4.10 cho thấy, lượng cung và cầu cổ phiếu

trên thị trường tăng lên tương ứng với nhau. Ở giai đoạn 5 năm đầu của thị trường,

với số lượng công ty niêm yết ít ỏi nên khối lượng cổ phiếu niêm yết chỉ có 340

triệu cổ phiếu (cuối năm 2005), lượng tài khoản giao dịch của nhà đầu tư cũng chỉ

xấp xỉ 30.000 tài khoản.

1,800,000

60,000

1,600,000

50,000

1,400,000

1,200,000

40,000

1,000,000

30,000

800,000

600,000

20,000

400,000

10,000

200,000

200220032004200520062007200820092010201120122013201420152016

Số lượng TK nhà đầu tư

Khối lượng cổ phiếu niêm yết (triệu cp)

Hình 4.10. Khối lượng cổ phiếu niêm yết và tài khoản nhà đầu tư từ 2002 - 2016

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ báo cáo thường niên của HSX và HNX

Thanh khoản thị trường bắt đầu được cải thiện đáng kể từ năm 2006 với số lượng tài

khoản giao dịch tăng mạnh lên đến 110.652 và lượng cổ phiếu niêm yết đạt mức 2.526

triệu cổ phiếu, giá trị giao dịch bình quân mỗi phiên đạt hơn 400 tỷ đồng năm 2006.

Cho đến cuối năm 2016, lượng cổ phiếu niêm yết đã tăng lên đến 49.611 triệu cổ

phiếu với gần 1,7 triệu tài khoản và giá trị giao dịch bình quân mỗi phiên đạt xấp xỉ

3.000 tỷ đồng. Số liệu đã cho thấy sự phát triển nhanh chóng của thị trường cũng như

đặc tính tức thời của thanh khoản được tăng lên đáng kể.

Để thấy được tác động của các yếu tố CSTT đến tính tức thời của thanh khoản, mô

hình VAR01 được ước lượng với ba nhóm biến gồm: biến Zeros (đại diện cho tính

tức thời của thanh khoản thị trường), biến lãi suất liên ngân hàng (IR), biến cung tiền

(M2) là nhóm biến đại diện cho CSTT, biến tỷ suất sinh lời cổ phiếu (SR), biến sản

lượng (IPI) và biến lạm phát (CPI) là nhóm biến kiểm soát.

Các kiểm định về lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo và

kiểm định tương quan chuỗi của phần dư được trình bày ở phụ lục C1. Tất cả các kết

quả đều cho thấy mô hình VAR được ước lượng là ổn định và đáng tin cậy.

Hình 4.11. Phản ứng tích lũy của Zeros

10.0

7.5

5.0

2.5

0.0

-2.5

-5.0

-5

-7.5

-10

-10.0

(a) Do sốc IR (b) Do sốc M2

10.0

7.5

5.0

2.5

0.0

-2.5

-5.0

-5

-7.5

24 -10.0

24 -10

-10

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Hình 4.11 cho thấy phản ứng của biến Zeros trước cú sốc xảy ra của các biến số trong

mô hình VAR01. Tỷ lệ ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0 gần như không có

phản ứng với cú sốc xảy ra của lãi suất liên ngân hàng (hình 4.11a). Trong khi đó, khi

có cú sốc dương của cung tiền, Zeros tăng nhẹ ngay từ tháng thứ nhất nhưng sau đó

giảm dần và đạt mức cân bằng mới là giảm 2,2% sau 12 tháng (hình 4.11b). Điều đó

cho thấy khi có sự tăng lên của lượng tiền cung ứng đã có tác động làm giảm tính

thiếu thanh khoản của thị trường với độ trễ sau 6 tháng. Nghĩa là việc mở rộng CSTT

có tác động làm giảm số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0, qua đó làm tăng

thanh khoản của TTCK.

Ngoài ra, zeros còn có phản ứng khá mạnh đối với cú sốc dương của sản lượng. Cụ

thể, khi sản lượng tăng một độ lệch chuẩn, Zeros tăng ngay từ tháng thứ hai sau cú

sốc và đạt mức cân bằng mới là tăng 3,5% sau 12 tháng (hình 4.11c).

Bên cạnh đó, một cú sốc dương của chỉ số giá hàng tiêu dùng cũng có tác động đến

tỷ lệ ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0 với mức giảm 0,7% sau 6 tháng và

đạt mức cân bằng mới là giảm 1,5% sau 12 tháng (hình 4.11d). Điều này có thể

được giải thích như sau: khi lạm phát tăng sẽ làm tăng kỳ vọng đối với lãi suất thị

trường và tỷ suất sinh lời kỳ vọng khi đầu tư cổ phiếu. Từ đó dẫn đến việc giao dịch

trên thị trường sôi động hơn, giá cổ phiếu biến động mạnh và làm giảm số ngày giao

dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0.

Từ hình 4.11 còn cho thấy, khi có cú sốc tăng của tỷ suất sinh lời cổ phiếu làm Zeros

có phản ứng giảm ngay lập tức và đạt mức cân bằng mới là giảm 2,2% sau 12 tháng.

Điều này đúng với lý thuyết và diễn biến thực tế trên TTCK, khi giá cổ phiếu biến

động tăng sẽ kích thích các nhà đầu tư tham gia giao dịch, từ đó tác động làm tăng

tính thanh khoản cho TTCK.

Hình 4.12. Phản ứng của các biến số CSTT do sốc Zeros

1.5

1.0

0.5

0.0

-5

-0.5

-10

-1.0

-15

(a) Phản ứng của M2 do sốc Zeros (b) Phản ứng của IR do sốc Zeros

24 -1.5 Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

-20

100

Hình 4.12a cho thấy phản ứng của cung tiền M2 khi có cú sốc xảy ra của Zeros, cụ

thể M2 bắt đầu tăng sau 3 tháng khi có cú sốc tăng của Zeros và đạt mức tăng 3% sau

12 tháng. Trong khi đó, IR cũng có phản ứng cùng chiều đối với cú sốc ngày giao

dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0. Lãi suất liên ngân hàng bắt đầu tăng từ tháng thứ 2 và

đạt mức tăng 0,1% sau 9 tháng (hình 4.12b). Như vậy, có thể thấy các biến số CSTT

mặc dù có phản ứng trước cú sốc của Zeros nhưng mức độ phản ứng là không lớn.

Phân rã phương sai ở bảng 4.14 cũng thể hiện điều này.

Phân rã phương sai của M2

Kỳ

IPI 2,203

CPI 0,064

M2 97,733

IR 0,000

SR 0,000

ZEROS 0,000

2,322

5,758

90,900

0,409

0,013

0,599

4,212

15,039

78,301

1,401

0,408

0,640

6,472

21,533

68,897

1,849

0,770

0,480

7,541

21,251

68,126

1,856

0,781

0,445

Phân rã phương sai của IR

1,828

0,011

0,126

98,034

0,000

2,052

3,898

0,206

87,911

5,120

0,813

2,038

4,260

1,580

86,151

5,098

0,873

2,162

8,678

3,935

79,534

4,813

0,877

2,274

4,243

77,907

4,760

0,869

Period 1 3 6 12 24

IPI 0,906 4,380 5,523 5,713 5,696

9,947 Phân rã phương sai của ZEROS CPI 1,019 0,925 0,926 0,958 1,066

D(IR) 0,000 0,527 0,521 0,527 0,525

M2 1,134 1,263 1,589 1,763 2,145

SR 0,461 2,059 2,437 2,512 2,500

ZEROS 96,479 90,846 89,005 88,528 88,069

Bảng 4.14 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR01

Nguồn: trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Kết quả phân rã phương sai từ bảng 4.12 cho thấy cung tiền và lãi suất liên ngân hàng

không giải thích được nhiều sự biến động của Zeros. Cụ thể, ngay từ kỳ đầu tiên cung

tiền chỉ giải thích được 1% thay đổi của tỷ suất sinh lời bằng 0 nhưng tỷ lệ này bắt

đầu tăng nhẹ và đạt mức cao nhất vào kỳ thứ 9 là 1,37%. Ngược lại, những biến động

101

của ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0 cũng không ảnh hưởng đáng kể đến thay

đổi cung tiền và lãi suất liên ngân hàng. Trong khi đó mục tiêu cuối cùng của CSTT

là lạm phát và tăng trưởng kinh tế lần lượt giải thích được 3,4% và 0,8% biến động

của tỷ lệ ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0.

Từ kết quả ước lượng của mô hình VAR01 cho thấy, tính tức thời của thanh khoản

TTCK Việt Nam (đại diện là chỉ tiêu tỷ lệ ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0)

có chịu tác động từ những thay đổi của các yếu tố CSTT như lãi suất liên ngân hàng

và cung tiền, tuy nhiên mức tác động không lớn. Khi NHNN nới lỏng tiền tệ đã làm

giảm tỷ lệ số ngày giao dịch có tỷ suất sinh lời bằng 0 hay nói cách khác là tác động

làm tăng thanh khoản của TTCK. Tuy nhiên, để đánh giá được các tác động của CSTT

đến thanh khoản TTCK là tích cực hay tiêu cực, cần tiếp tục ước lượng các mô hình

với thước đo thanh khoản khác nhau.

4.3.4.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến độ rộng của thị trường

Để đo lường độ rộng của TTCK Việt Nam, theo Lybek và Sarr (2002) hai chỉ tiêu

được sử dụng là giá trị cổ phiếu được giao dịch bình quân theo tháng (TV) và tỷ lệ

thanh khoản (LR).

Hình 4.13 cho thấy tương quan giữa giá trị giao dịch cổ phiếu theo tháng và tốc độ tăng

cung tiền theo tháng trong giai đoạn từ năm 2002 đến 2016. Trong 5 năm đầu mới đi

vào hoạt động, với tổng giá trị giao dịch hàng tháng chỉ đạt vài trăm tỷ đồng, quá nhỏ

so với tổng mức cung tiền hàng tháng tới hàng trăm nghìn tỷ. Vì vậy, trong giai đoạn

này thanh khoản của TTCK không chịu tác động nhiều từ những biến động của M2.

102

60.00

90,000.000

80,000.000

50.00

70,000.000

60,000.000

40.00

50,000.000

30.00

40,000.000

30,000.000

20.00

20,000.000

10.00

10,000.000

‐

0.00

1 M 2 0 0 2

7 M 2 0 0 2

1 M 3 0 0 2

7 M 3 0 0 2

1 M 4 0 0 2

7 M 4 0 0 2

1 M 5 0 0 2

7 M 5 0 0 2

1 M 6 0 0 2

7 M 6 0 0 2

1 M 7 0 0 2

7 M 7 0 0 2

1 M 8 0 0 2

7 M 8 0 0 2

1 M 9 0 0 2

7 M 9 0 0 2

1 M 0 1 0 2

7 M 0 1 0 2

1 M 1 1 0 2

7 M 1 1 0 2

1 M 2 1 0 2

7 M 2 1 0 2

1 M 3 1 0 2

7 M 3 1 0 2

1 M 4 1 0 2

7 M 4 1 0 2

1 M 5 1 0 2

7 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

7 M 6 1 0 2

Tổng giá trị giao dịch trong tháng (tỷ đồng)

Tốc độ tăng M2 (%)

Hình 4.13. Giá trị giao dịch cổ phiếu và cung tiền M2 giai đoạn 2002 - 2016

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ Báo cáo thường niên của HSX và dữ liệu của IFS

Tuy nhiên, từ năm 2006 với số lượng công ty niêm yết tăng đột biến dẫn đến số lượng

cổ phiếu được niêm yết gia tăng nhanh chóng. Lượng cổ phiếu và giá trị giao dịch tăng

9 lần từ mức 2.963 tỷ đồng vào tháng 11/2006 lên đến 27.090 tỷ đồng vào tháng

11/2007. Trên hình 4.9 cho thấy đây cũng chính là giai đoạn cung tiền được mở rộng

mạnh mẽ với mức tăng cao nhất là 49,8% vào tháng 07/2007.

Sang năm 2008 do tác động của khủng hoảng tài chính toàn cầu và thắt chặt tiền tệ

trong nước làm giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam giảm mạnh, giá trị vốn hóa thị trường

cuối năm 2008 chỉ còn 169.345 tỷ đồng, lượng giao dịch sụt giảm mạnh bằng với năm

2006 (đạt hơn 3.000 tỷ đồng/tháng). Sự hồi phục của thị trường năm 2009 cùng với số

lượng cổ phiếu niêm yết tăng liên tục đã thúc đẩy giá trị giao dịch cổ phiếu tăng mạnh,

lên đến 82.796 tỷ đồng vào tháng 11/2009. Sở dĩ lượng giá trị giao dịch tăng mạnh là

do gói kích thích kinh tế của chính phủ và chính sách nới lỏng tiền tệ của NHNN

nhằm hồi phục từng bước của nền kinh tế trong nước do tác động của khủng hoảng

tài chính 2008 (Báo cáo thường niên HOSE, 2009).

Tăng trưởng tổng mức cung tiền M2 năm 2009 đạt mức xấp xỉ 29%, đặc biệt tăng

trưởng tín dụng của hệ thống NHTM cũng đạt hơn 37,5% (Báo cáo thường niên

103

NHNN, 2009). Tuy nhiên, sang năm 2011 việc giảm mạnh tổng mức cung tiền M2

chỉ còn 9,27% và siết chặt tăng trưởng tín dụng (10,9%) nên đã tác động không nhỏ

đến thanh khoản TTCK. Lượng giá trị giao dịch sụt giảm mạnh chỉ đạt 162.338 tỷ

đồng và chỉ tăng nhẹ các năm sau đó. Điều này cho thấy việc thắt chặt hay mở rộng

tiền tệ có những ảnh hưởng rõ rệt đến giá trị giao dịch cổ phiếu trên thị trường chứng

khoán Việt Nam.

Để lượng hóa tác động của các biến CSTT đến độ rộng của TTCK, mô hình VAR02

và VAR03 được ước lượng. với ba nhóm biến gồm: biến giá trị giao dịch cổ phiếu

(TV) và biến tỷ lệ thanh khoản (LR) là các biến đại diện cho độ rộng của thị trường;

biến lãi suất liên ngân hàng (IR), biến cung tiền (M2) là nhóm biến đại diện cho

CSTT, biến tỷ suất sinh lời cổ phiếu (SR), biến sản lượng (IPI) và biến lạm phát (CPI)

là nhóm biến kiểm soát. Các kiểm định về lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm định nghiệm

đa thức nghịch đảo và kiểm định tương quan chuỗi của phần dư được trình bày ở phụ

lục C2 và C3. Tất cả các kết quả đều cho thấy mô hình VAR được ước lượng là ổn

định và đáng tin cậy.

Hình 4.14. Phản ứng tích lũy của giá trị giao dịch đối với cú sốc biến số chính sách

tiền tệ, sản lượng và lạm phát

-2

-4

-6

-8

(a) Sốc M2 (b) Sốc IR

104

-2

-4

-6

-8

-4

-8

(e) Sốc SR

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Hình 4.14a cho thấy giá trị giao dịch của TTCK Việt Nam phản ứng cùng chiều khi

có cú sốc xảy ra đối với cung tiền sau 3 tháng. TV tiếp tục tăng mạnh sau đó và đạt

mức tăng 2% sau 12 tháng. Tuy nhiên, lãi suất liên ngân hàng lại không tác động đến

giá trị giao dịch trên TTCK (hình 4.14b). Từ kết quả này cho thấy CSTT nới lỏng qua

việc gia tăng cung tiền có tác động làm tăng giá trị giao dịch, qua đó làm gia tăng

thanh khoản cho thị trường chứng khoán Việt Nam.

Kết quả ước lượng mô hình VAR02 còn cho thấy giá trị giao dịch của thị trường phản

ứng cùng chiều với sốc sản lượng công nghiệp ngay từ tháng thứ hai và đạt mức cân

bằng mới tăng 1% sau 12 tháng (hình 4.14c). Ngoài ra, sốc lạm phát lại gây ra phản

ứng ngược chiều của giá trị giao dịch sau một quý và đạt mức cân bằng mới giảm

2,4% sau 12 tháng (hình 4.14d). Từ đó cho thấy, sự tăng lên của chỉ số giá hàng tiêu

105

dùng làm gia tăng lo ngại về tăng lạm phát trong nền kinh tế, từ đó tác động làm giảm

giá trị giao dịch trên TTCK, qua đó làm giảm thanh khoản của thị trường.

Hình 4.14e cho thấy phản ứng mạnh mẽ của giá trị giao dịch đối với cú sốc tỷ suất

sinh lời của TTCK. TV tăng ngay từ tháng đầu tiên khi có cú sốc xảy ra đối với tỷ

suất sinh lời và tiếp tục tăng mạnh sau đó, đạt mức 5% sau 24 tháng. Điều đó cho

thấy khi tỷ suất sinh lời trên TTCK gia tăng sẽ kích thích các nhà đầu tư tiếp tục gia

tăng giao dịch, quy mô đầu tư.

Phân rã phương sai của M2

Kỳ 1 3 6 12 24

IPI 5,729 1,453 0,922 1,295 1,392

CPI 0,075 3,752 9,159 12,072 13,122

SR 0,000 0,042 0,019 0,024 1,135

LOGTV 0,000 0,832 1,127 2,001 3,785

1 3 6 12 24

1,024 0,960 1,175 1,133 1,160

D(IR) M2 0,000 94,196 0,500 93,421 1,739 87,034 4,001 80,607 4,235 76,330 Phân rã phương sai của IR 0,484 0,612 1,862 5,128 6,013

98,491 87,098 85,013 78,689 76,931

0,001 4,275 4,321 7,808 8,772

0,000 6,584 6,534 6,206 6,102

0,000 0,471 1,095 1,035 1,022

Phân rã phương sai của TV

1,710

0,432

2,012

0,019

30,959

64,869

2,180

5,054

4,625

0,117

46,138

41,887

2,075

11,195

8,542

0,869

38,380

38,938

2,335

15,264

12,209

0,493

34,295

35,404

2,710

14,160

13,517

0,428

33,614

35,572

Bảng 4.15 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR02

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Phân rã phương sai của giá trị giao dịch trong bảng 4.15 cho thấy, các biến trong mô

hình VAR02 giải thích được ngay lập tức sự biến động của giá trị giao dịch. Trong

đó, cung tiền giải thích được sự biến động của TV ngay từ kỳ đầu tiên và tăng mạnh

sau 12 tháng, đạt tới 11,5% vào tháng 13 và tiếp tục duy trì ổn định sau đó. Chỉ số

106

sản xuất công nghiệp chỉ giải thích được xấp xỉ 2% độ biến động của giá trị giao dịch

và duy trì ổn định từ kỳ thứ 3. Trong khi đó, lạm phát có tác động mạnh đến giá trị

giao dịch từ sau 3 kỳ và đạt mức cao nhất sau 12 kỳ với mức giải thích lên tới 15,5%.

Từ bảng 4.12 còn cho thấy giá trị giao dịch chịu tác động mạnh nhất từ TSSL trên

TTCK. Ngay từ kỳ đầu tiên, TSSL giải thích được tới 31,5% mức độ biến động của

TV và tiếp tục tăng mạnh sau đó, đạt mức cao nhất chiếm gần 40% sau 6 kỳ.

Mô hình VAR03 được ước lượng với biến đại diện cho độ rộng của thị trường là tỷ lệ

thanh khoản (LR). Đây là chỉ tiêu cho biết mức độ biến động của khối lượng giao dịch

ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trên thị trường, LR càng cao cho thấy thanh khoản của thị

trường càng tốt.

Hình 4.15. Phản ứng của tỷ lệ thanh khoản đối với cú sốc biến số chính sách tiền tệ

-2

-4

(a) Sốc M2 (b) Sốc IR

Nguồn: trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Hình 4.15 cho thấy tỷ lệ thanh khoản phản ứng tăng ngay với cú sốc xảy ra của cung

tiền từ tháng đầu tiên và tiếp tục tăng mạnh sau đó, đạt mức tăng 2% sau 20 tháng

(hình 4.15a). Bên cạnh đó, LR cũng có phản ứng đối với cú sốc của với lãi suất liên

ngân hàng nhưng chậm hơn và theo chiều ngược lại. LR bắt đầu giảm sau 3 tháng và

tiếp tục giảm sau đó, đạt mức giảm 1% sau 20 tháng (hình 4.15b). Từ đó, cho thấy

việc nới lỏng CSTT bằng cách gia tăng cung tiền và giảm lãi suất liên ngân hàng có

tác động làm tăng tỷ lệ thanh khoản cho TTCK.

107

Phân rã phương sai của M2

Kỳ

IPI

CPI

6,260

0,070

93,669

0,000

1,653

3,356

94,208

0,534

0,166

0,083

0,810

9,028

88,475

1,381

0,092

0,214

1,102

12,641

82,226

2,802

0,071

1,158

1,824

13,247

77,477

2,929

0,493

4,031

Phân rã phương sai của IR

0,589

0,000

0,914

98,497

0,000

0,597

4,035

1,227

87,163

5,877

1,101

0,737

4,134

2,494

85,505

5,864

1,267

0,715

7,605

5,845

79,119

5,536

1,180

0,748

8,582

6,868

77,176

5,418

1,209

Phân rã phương sai của LR

1,720

0,010

3,332

0,002

8,501

86,435

3,565

2,327

4,589

2,563

17,121

69,835

4,914

4,368

6,557

2,514

12,727

68,920

6,260

5,376

7,586

3,068

11,734

65,975

7,465

3,864

7,661

2,782

11,052

67,177

Bảng 4.16 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR03

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Phân rã phương sai của tỷ lệ thanh khoản trong bảng 4.16 cho thấy tỷ lệ thanh khoản

chịu tác động của các biến số trong mô hình ngay từ tháng thứ nhất và nhanh chóng tăng

lên sau đó. Tác động mạnh nhất đến biến động của LR là TSSL của TTCK, giải thích

được ngay lập tức 8,2% mức độ biến động của LR và tiếp tục tăng lên sau đó và đạt mức

cao nhất là 15,7% sau 3 tháng. Sốc IPI giải thích được 2,0% biến động của tỷ lệ thanh

khoản ngay từ tháng thứ nhất và tiếp tục tăng lên đạt mức xấp xỉ 10% sau 24 kỳ.

Chỉ số giá hàng tiêu dùng đóng góp 0,5% biến động của LR ngay từ tháng đầu tiên

và tiếp tục tăng lên đạt mức cao nhất là 12,5% sau 12 tháng. Cung tiền và lãi suất liên

ngân hàng giải thích được hơn 10% mức độ biến động của LR sau 12 tháng. Ngoài

108

ra, những thay đổi của tỷ lệ thanh khoảng cũng giải thích được hơn 1% biến động của

các biến số CSTT gồm cung tiền và lãi suất liên ngân hàng sau 12 tháng.

4.3.4.3 Tác động của chính sách tiền tệ đến độ sâu của thị trường

Chỉ tiêu phổ biến được dùng để đo lường độ sâu của thị trường là tỷ lệ luân chuyển

cổ phiếu. Tỷ lệ này càng cao cho thấy độ sâu của thị trường càng lớn, lượng cổ phiếu

niêm yết được trao đổi càng nhiều. Hình 4.16 cho thấy tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu của

TTCK Việt Nam.

16.0

14.0

12.0

10.0

8.0

6.0

4.0

2.0

0.0

2 0 0 2 / 1 / 2

2 0 0 2 / 7 / 1

3 0 0 2 / 1 / 4

3 0 0 2 / 7 / 1

4 0 0 2 / 1 / 5

4 0 0 2 / 7 / 1

5 0 0 2 / 1 / 4

5 0 0 2 / 7 / 1

6 0 0 2 / 1 / 3

6 0 0 2 / 7 / 3

7 0 0 2 / 1 / 2

7 0 0 2 / 7 / 2

8 0 0 2 / 1 / 2

8 0 0 2 / 7 / 1

9 0 0 2 / 1 / 2

9 0 0 2 / 7 / 1

0 1 0 2 / 1 / 4

0 1 0 2 / 7 / 1

1 1 0 2 / 1 / 4

1 1 0 2 / 7 / 1

2 1 0 2 / 1 / 3

2 1 0 2 / 7 / 2

3 1 0 2 / 1 / 2

3 1 0 2 / 7 / 1

4 1 0 2 / 1 / 2

4 1 0 2 / 7 / 1

5 1 0 2 / 1 / 5

5 1 0 2 / 7 / 1

6 1 0 2 / 2 / 1

6 1 0 2 / 9 / 1

6 1 0 2 / 2 1 / 0 3

Hình 4.16. Tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu TTCK Việt Nam giai đoạn 2002 - 2016

Nguồn: Tính toán của tác giả

Tuy nhiên, việc đo lường độ sâu thị trường qua tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu chỉ cho

biết mức độ thường xuyên của các giao dịch nhưng lại không phản ánh được chi phí

giao dịch. Vì vậy, chỉ số thanh khoản thị trường (MLI) của Martin (1975) được sử

dụng nhằm phản ánh mức tác động của giá đến lượng cổ phiếu được giao dịch. Đây là

một trong các chỉ tiêu đo lường độ sâu của thị trường cổ phiếu, mức độ ảnh hưởng của

giá đến lượng cổ phiếu giao dịch càng nhỏ thì thanh khoản của thị trường càng cao.

Từ hình 4.17 cho thấy MLI biến động mạnh vào giai đoạn từ 2002 -2006, cho thấy

tính thiếu thanh khoản của thị trường rất lớn trong giai đoạn đầu. Đặc biệt, MLI năm

2008 tăng cao là do vào giai đoạn này lượng cổ phiếu giao dịch bị sụt giảm mạnh từ

109

mức hơn 3 triệu cổ phiếu/ngày xuống còn 1 triệu cổ phiếu/ngày, trong khi đó VNI

trong tháng biến động tăng giảm mạnh, gần hết biên độ +/-5%.

Từ năm 2009 đến 2016, khi lượng cổ phiếu được giao dịch tăng lên liên tục với mức

độ biến động của VNI cũng không cao như trước nên MLI không còn biến động

mạnh. Như vậy, qua chỉ số MLI cho thấy một khía cạnh khác của thanh khoản trên

TTCK Việt Nam. Độ sâu của thị trường ngày càng được cải thiện và biến động giá

ngày càng có ảnh hưởng ít đến lượng cổ phiếu được giao dịch.

0.0040

0.0035

0.0030

0.0025

0.0020

0.0015

0.0010

0.0005

0.0000

2 0 0 2 / 3 / 4

2 0 0 2 / 9 / 1

3 0 0 2 / 3 / 1

3 0 0 2 / 9 / 1

4 0 0 2 / 3 / 1

4 0 0 2 / 9 / 1

5 0 0 2 / 3 / 1

5 0 0 2 / 9 / 1

6 0 0 2 / 3 / 1

6 0 0 2 / 9 / 1

7 0 0 2 / 3 / 1

7 0 0 2 / 9 / 4

8 0 0 2 / 3 / 3

8 0 0 2 / 9 / 3

9 0 0 2 / 3 / 2

9 0 0 2 / 9 / 1

0 1 0 2 / 3 / 1

0 1 0 2 / 9 / 1

1 1 0 2 / 3 / 1

1 1 0 2 / 9 / 1

2 1 0 2 / 3 / 1

2 1 0 2 / 9 / 4

3 1 0 2 / 3 / 1

3 1 0 2 / 9 / 3

4 1 0 2 / 3 / 3

4 1 0 2 / 9 / 3

5 1 0 2 / 3 / 4

5 1 0 2 / 9 / 1

6 1 0 2 / 3 / 1

6 1 0 2 / 9 / 1

Hình 4.17. Chỉ số MLI của TTCK Việt Nam giai đoạn 2002 -2016

Nguồn: Tính toán của tác giả

Để đánh giá tác động của CSTT đến độ sâu của TTCK Việt Nam, mô hình VAR04

và VAR05 được ước lượng với ba nhóm biến gồm: biến tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu

(turnover) và biến chỉ số thanh khoản thị trường (MLI) là các biến đại diện cho độ

sâu của thị trường; biến lãi suất liên ngân hàng (IR), biến cung tiền (M2) là nhóm

biến đại diện cho CSTT, biến tỷ suất sinh lời của TTCK (SR), biến sản lượng (IPI)

và biến lạm phát (CPI) là nhóm biến kiểm soát.

Các kiểm định về lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo và kiểm

định tương quan chuỗi của phần dư được trình bày ở phụ lục C4 và C5 Tất cả các kết

quả đều cho thấy các mô hình VAR được ước lượng là ổn định và đáng tin cậy.

110

Hình 4.18 cho thấy tỷ lệ luân chuyển cổ phiếu phản ứng mạnh với cú sốc cung tiền

từ tháng thứ 3 với mức tăng 0,5% và đạt mức cao nhất tăng 2,5% sau 12 tháng (hình

4.18a). Ngược lại, turnover lại gần như không có phản ứng đối với sự thay đổi lãi suất

liên ngân hàng (hình 4.18b). Hình 4.18c cho thấy MLI gần như không có phản ứng

đối với cú sốc cung tiền nhưng lại phản ứng cùng chiều với sốc lãi suất liên ngân

hàng. MLI tăng 0,5% từ tháng thứ 6 khi có cú sốc cung tiền và đạt mức cân bằng mới

là tăng 1,0% sau 18 tháng (Hình 4.18d). Điều đó cho thấy sự tăng lên của lãi suất liên

ngân hàng có tác động làm MLI tăng lên hay chính là tác động làm giảm thanh khoản

của thị trường.

Hình 4.18. Phản ứng của Turnover và MLI đối với cú sốc chính sách tiền tệ

-2

-4

(a) Phản ứng của Turnover do sốc M2 (b) Phản ứng của Turnover do sốc IR

-4

-8

Nguồn: trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Phân rã phương sai từ bảng 4.17 cho thấy mức độ biến động của tỷ lệ luân chuyển cổ

phiếu được giải thích nhiều nhất bởi biến tỷ suất sinh lời. Ngay từ kỳ đầu tiên SR đã

111

giải thích được 9,6% mức độ biến động của Turnover và tiếp tục tăng mạnh sau đó,

đạt mức cao nhất là 22,3% sau 3 kỳ.

Các biến đại diện CSTT giải thích được hơn 11% mức độ biến động của Turnover và

5% mức độ biến động của MLI sau 12 kỳ. biến chỉ số sản xuất công nghiệp giải thích

được nhiều nhất sự biến động của MLI ở mức 6,3%.

Phân rã phương sai của Turnover

TURNOVER

IPI

CPI

Kỳ

0,638

0,079

0,754

0,016

9,655

88,857

1,778

1,037

1,250

0,481

22,393

73,060

4,311

1,835

2,940

4,853

21,778

64,282

5,162

2,524

5,511

4,750

20,739

61,314

5,276

3,196

7,003

4,852

20,159

59,514

5,381

3,613

7,355

4,988

19,938

58,725

Phân rã phương sai của MLI

IPI

CPI

Kỳ

MLI

2,658

0,000

3,074

0,083

0,148

94,037

2,532

1,508

3,493

0,485

1,383

90,599

3,130

3,996

4,590

0,599

2,236

85,449

3,230

4,127

4,565

0,805

2,288

84,984

3,265

4,138

4,656

0,824

2,283

84,834

3,285

4,142

4,759

0,878

2,302

84,634

Bảng 4.17 Phân rã phương sai của mô hình VAR04 và VAR05

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

4.3.4.4 Tác động của chính sách tiền tệ đến độ đàn hồi của thị trường

Chỉ tiêu phổ biến dùng để đo độ đàn hồi của thị trường là chỉ số thiếu thanh khoản

Ailliq của Amihud (2002). Đây là thước đo đánh giá mức độ tác động của các giao

dịch lên giá. Nếu giá cả nhạy cảm mạnh với giá trị giao dịch nghĩa là thị trường càng

kém thanh khoản và ngược lại. Đây là chỉ tiêu phản ánh tính thiếu thanh khoản của

112

thị trường, Ailliq càng cao thanh khoản của thị trường càng kém.

Để đánh giá tác động của các yếu tố CSTT đến độ đàn hồi của thị trường, mô hình

VAR05 được ước lượng với biến Ailliq là biến đại diện cho độ đàn hồi của thị trường.

Các kiểm định về lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo và

kiểm định tương quan chuỗi của phần dư được trình bày ở phụ lục C6. Tất cả các kết

quả đều cho thấy mô hình VAR06 được ước lượng là ổn định và đáng tin cậy.

Hình 4.19. Phản ứng của Ailliq đối với cú sốc các biến chính sách tiền tệ

10.0

7.5

5.0

2.5

0.0

-2.5

-5.0

-7.5

-10.0

(a) Sốc M2 (b) Sốc IR

Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Hình 4.19a cho thấy chỉ số thiếu thanh khoản của Amihud phản ứng ngược chiều với

cú sốc cung tiền từ tháng thứ 4 và đạt mức giảm 3,5% sau 20 tháng. Tuy nhiên, Ailliq

lại không phản ứng với lãi suất liên ngân hàng (hình 4.19b). Kết quả này cho thấy

việc thắt chặt tiền tệ của NHNN bằng cách giảm cung tiền đã tác động làm giảm thanh

khoản của TTCK.

Phân rã phương sai của M2

Kỳ

IPI

CPI

AILLIQ

6,162

0,056

93,782

0,000

1,587

3,616

93,407

0,572

0,159

0,660

1,533

9,382

86,373

1,442

0,079

1,191

5,080

12,655

76,519

2,952

0,155

2,637

8,548

11,947

70,770

2,978

1,204

4,553

Bảng 4.18 Phân rã phương sai các biến số mô hình VAR06

Phân rã phương sai của IR

0,672

0,000

0,820

98,508

0,000

0,701

3,751

1,108

88,613

5,517

0,311

0,875

3,878

2,283

87,027

5,556

0,380

0,923

7,447

5,473

80,479

5,309

0,369

1,233

8,446

6,219

78,503

5,190

0,410

Phân rã phương sai của AILLIQ

IPI

CPI

AILLIQ

Kỳ

0,830

0,018

0,141

0,406

6,453

92,151

0,815

1,655

0,202

0,484

22,229

74,616

6,918

1,730

0,498

0,636

26,939

63,279

10,417

2,691

2,622

0,522

29,900

53,848

12,009

2,839

3,695

0,455

31,149

49,852

113

Nguồn: trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0

Phân rã phương sai của độ nhạy cảm của giá cổ phiếu từ bảng 4.18 cho thấy cung tiền

giải thích được và lãi suất liên ngân hàng chỉ giải thích được xấp xỉ 4% biến động của

Ailliq sau 12 tháng. Trong khi đó, biến động của độ nhạy cảm giá chịu ảnh hưởng

mạnh nhất của tỷ suất sinh lời trên TTCK, với mức giải thích đến 30%. Bảng 4.18

còn cho thấy, Ailliq giải thích được 2,2% mức độ biến động của cung tiền và 0,4%

mức độ biến động của lãi suất liên ngân hàng sau 12 tháng.

Tóm lại, từ những phân tích lần lượt cho các thước đo thanh khoản (hoặc kém thanh

khoản) đại diện cho các đặc tính thanh khoản của TTCK gồm: tính tức thời, độ rộng,

độ sâu và độ đàn hồi của thị trường, cho thấy:

- Các thước đo thanh khoản (thiếu thanh khoản) đều có phản ứng cùng chiều trước

các cú sốc cung tiền và phản ứng ngược chiều trước các cú sốc của lãi suất liên

ngân hàng. Từ đó cho thấy việc CSTT mở rộng (thắt chặt) của NHNN có tác

động làm gia tăng (sụt giảm) thanh khoản TTCK Việt Nam. Kết quả ước lượng

còn cho thấy phản ứng của các biến số thanh khoản với sốc cung tiền mạnh hơn

nhiều so với sốc lãi suất liên ngân hàng. Đồng thời, phân rã phương sai cho thấy

114

các biến điều hành CSTT giải thích được khoảng 10% biến động của các biến

số thanh khoản (hoặc kém thanh khoản), trong đó M2 giải thích được nhiều hơn

mức độ biến động của các biến thanh khoản so với lãi suất liên ngân hàng.

Nguyên nhân là do từ thực tế điều hành CSTT của NHNN Việt Nam, kế hoạch

tăng trưởng cung tiền thường được công bố vào đầu mỗi năm cho thấy định

hướng nới lỏng (thắt chặt) tiền tệ, trong khi đó NHNN lại không có những cam

kết rõ ràng đối với các lãi suất điều hành, nhất là lãi suất liên ngân hàng.

- Sốc sản lượng công nghiệp có tác động đến các biến số thanh khoản của thị

trường, nhưng lại không có ảnh hưởng rõ ràng đến các biến số thiếu thanh

khoản. Cụ thể là tỷ lệ thanh khoản và giá trị giao dịch tăng lên đáng kể sau cú

sốc dương của sản lượng công nghiệp. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên

của của Trần Thị Hải Lý (2015) trên TTCK Việt Nam, Choi và Cook (2006)

trên TTCK Nhật Bản, Lu-Andrews và Glascock (2010) trên TTCK Mỹ.

- Biến động của lạm phát cũng có những tác động đáng kể đến cả các biến số

thanh khoản và thiếu thanh khoản của thị trường. Trong đó, các biến thanh phản

ứng khá mạnh và ngược chiều với lạm phát. Điều đó cho thấy thanh khoản của

thị trường phản ứng mạnh tỷ lệ nghịch với chỉ số giá hàng tiêu dùng.

Như vậy, kết quả nghiên cứu về tác động của CSTT đến thanh khoản TTCK Việt

Nam phù hợp với các lập luận của lý thuyết ở chương 2 cũng như với nghiên cứu

thực nghiệm ở tại một số quốc gia khác trên thế giới. Theo lý thuyết được trình bày

ở chương 2, việc mở rộng CSTT tác động tăng thanh khoản thị trường cổ phiếu thông

qua làm giảm chi phí giao dịch và chi phí huy động vốn trong ngắn hạn. Còn trong

dài hạn CSTT tác động đến hành vi nhà đầu tư và cấu trúc thị trường, từ đó ảnh hưởng

đến thanh khoản. Bằng chứng thực nghiệm từ các nghiên cứu tại nhiều thị trường trên

thế giới cũng cho thấy điều này.

Kết luận chương 4

Trong chương này đã sử dụng mô hình SVAR nghiên cứu tác động của thay đổi chính

sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Qua phân tích phản ứng đẩy cho

115

thấy giá cổ phiếu có phản ứng ngược chiều với cú sốc xảy ra đối với lãi suất liên ngân

hàng và phản ứng cùng chiều với cú sốc cung tiền. Phân tích phân rã phương sai cho

thấy tác động của điều hành CSTT đến giá cổ phiếu ở giai đoạn 2002 – 2007 không

mạnh bằng ở giai đoạn sau đó là 2008 – 2016.

Trong điều hành CSTT có hiện tượng “price puzzle” thể hiện qua tác động của lãi

suất chính sách đến lạm phát. Việc tăng lãi suất không làm lạm phát giảm mà lại có

tác động ngược lại. Diễn biến của lãi suất thị trường cùng chiều với những thay đổi

trong lãi suất điều hành của NHNN. Việc thay đổi mục tiêu điều hành CSTT trong

từng thời kỳ của NHNN không những tác động lên giá cả, sản lượng mà còn ảnh

hưởng ngày càng rõ rệt hơn đối với giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Nhất là trong

giai đoạn từ năm 2008 đến nay, phản ứng của giá cổ phiếu đối với sự thay đổi của chỉ

tiêu lạm phát khá mạnh mẽ.

Ngoài ra, chương 4 đã đánh giá về thanh khoản của TTCK Việt Nam qua các đặc tính

gồm: tính tức thời, độ rộng, độ sâu và độ đàn hồi của thị trường. Đồng thời, mô hình

nghiên cứu của Chordia và ctg (2005) được sử dụng để đánh giá tác động của CSTT

đến thanh khoản TTCK.

Bằng cách ước lượng sáu mô hình VAR với ba nhóm biến đại diện cho thanh khoản

TTCK, biến đại diện cho CSTT và biến kiểm soát. Kết quả phân tích phản ứng đẩy

và phân rã phương sai cho thấy các biến CSTT có tác động đến thanh khoản TTCK

theo như lý thuyết được trình bày ở chương 2 và nghiên cứu thực nghiệm tại một số

quốc gia trên thế giới. Trong đó, tác động của cung tiền (M2) đến các biến số thanh

khoản mạnh hơn và giải thích được sự biến động của thanh khoản nhiều hơn so với

lãi suất liên ngân hàng. Kết quả còn cho thấy sốc chỉ số giá hàng tiêu dùng cũng tác

động ngược chiều đến các thước đo thanh khoản (cùng chiều với thước đo thiếu thanh

khoản) cũng phù hợp với lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trước đó. Từ các

kết quả trên là cơ sở để đưa ra các gợi ý chính sách được trình bày ở chương tiếp theo.

116

CHƯƠNG 5

KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH

5.1 KẾT LUẬN TỪ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

5.1.1 Tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam

Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu: “CSTT có tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK

Việt Nam không? Nếu có thì chiều hướng và mức độ tác động của các yếu tố trong

CSTT đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam như thế nào?” luận án đã sử dụng mô

hình SVAR với 7 biến bao gồm: IPI, CPI, M2, IR, VNI, OIL và FFR.

Với độ trễ của mô hình nghiên cứu là 2 cho thấy trong giai đoạn nghiên cứu việc mở

rộng (thắt chặt) CSTT có tác động làm tăng (giảm) giá cổ phiếu trên TTCK ngay sau

2 tháng và kéo dài đến 6 tháng sau đó. Trong đó VNI phản ứng cùng chiều với sự

tăng lên của cung tiền và phản ứng ngược chiều với sự tăng lên của lãi suất liên ngân

hàng. Tuy nhiên, phản ứng của VNI đối với sự thay đổi của cung tiền mạnh hơn đối

với sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng. Phân rã phương sai cho thấy giai đoạn từ

tháng 01/2002 đến tháng 12/2007, tác động của CSTT đến giá cổ phiếu trên TTCK

không mạnh mẽ bằng ở giai đoạn sau đó là từ tháng 01/2008 – 12/2016.

Bên cạnh chịu ảnh hưởng từ các biến số chính sách tiền tệ, giá cổ phiếu còn chịu tác

động từ các biến số kinh tế vĩ mô như sản lượng, lạm phát và các biến ngoại sinh.

VNI có phản ứng khá mạnh đối với cú sốc xảy ra của chỉ số giá hàng tiêu dùng, cụ

thể là VNI bắt đầu giảm từ ngay từ tháng đầu tiên khi có cú sốc CPI và đạt mức cân

bằng mới giảm 6% sau 3 quý. Minh chứng cho kết luận này là diễn biến thực tế trên

TTCK Việt Nam ở hai năm xảy ra lạm phát cao là 2008 và 2011.VNI đã sụt giảm hơn

60% năm 2008 và hơn 30% năm 2011. Cú sốc thay đổi sản lượng tác động cùng chiều

đến VNI, với mức tăng 4,5% sau 12 tháng.

Tóm lại, kết quả nghiên cứu cho thấy CSTT có những tác động ngày càng mạnh đến

giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Những thay đổi trong điều hành CSTT của NHNN

117

thông qua thay đổi lãi suất liên ngân hàng và cung tiền đã có ảnh hưởng đến giá chứng

khoán sau độ trễ từ 2-6 tháng. Kết quả này phù hợp với lý thuyết được trình bày ở

chương 2 và các nghiên cứu thực nghiệm trên thế giới cũng như ở Việt Nam. Tuy

nhiên, đối với các quốc gia có thị trường tài chính phát triển, giá cổ phiếu có phản

ứng mạnh với thay đổi lãi suất điều hành của NHTW và lãi suất liên ngân hàng.

Nhưng ở TTCK Việt Nam, giá cổ phiếu lại phản ứng mạnh với thay đổi cung tiền

trước đó. Các nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2010), Nguyễn Hữu Tuấn (2011),

Nguyễn Minh Kiều (2013), Bùi Kim Yến (2014), Dương Ngọc Mai Phương (2015)…

cũng thể hiện điều này.

Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu từ mô hình cho thấy VNI khá nhạy cảm đối với sự

thay đổi của giá hàng hóa. Khi có sự gia tăng đột ngột từ CPI, VNI cũng phản ứng giảm

sau 2 tháng và tiếp tục giảm mạnh sau đó. Đây là bằng chứng thực nghiệm làm cơ sở

tham khảo cho các nhà hoạch định chính sách, đó là việc duy trì một tỷ lệ lạm phát ổn

định trong nền kinh tế không những giúp ổn định kinh tế vĩ mô, kích thích doanh nghiệp

sản xuất, gia tăng việc làm mà còn thúc đấy sự phát triển ổn định của TTCK.

5.1.2 Tác động của chính sách tiền tệ đến thanh khoản TTCK Việt Nam

Để làm rõ liệu CSTT có tác động đến thanh khoản TTCK Việt Nam không, nếu có

thì chiều hướng và mức độ tác động của các yếu tố trong CSTT đến thanh khoản thị

trường như thế nào, luận án đã sử dụng mô hình VAR dạng rút gọn với ba nhóm biến

là biến đại diện cho 5 biến thanh khoản thị trường

nghiên cứu gồm: biến số thanh khoản TTCK, biến số CSTT và biến kiểm soát. Trong

đó, thanh khoản TTCK biến LIQt

cổ phiếu gồm: Zeros, LR, MLI, Turnover và Ailliq. Nhóm biến đại diện cho CSTT

gồm: cung tiền (M2) và lãi suất liên ngân hàng (IR). Nhóm biến kiểm soát gồm tỷ

suất sinh lời bình quân tháng của cổ phiếu (SR), lạm phát (CPI) và sản lượng công

nghiệp (IPI).

Chiều hướng tác động của các yếu tố CSTT đến các đặc tính thanh khoản gồm: tính

tức thời, độ rộng, độ sâu và độ đàn hồi của thị trường được tóm tắt trong Bảng 5.1.

118

Bảng 5.1. Chiều hướng tác động của các yếu tố CSTT đến thanh khoản

Đặc tính

Biến đại

Sản

Lạm

TSSL cổ

Lãi suất liên

Cung

diện

thanh

lượng

phát

phiếu

ngân hàng

tiền

khoản

Tính tức

ZEROS

thời

Độ rộng

Turnover

Độ sâu

MLI

Độ đàn hồi

AILLIQ

Ghi chú: dấu (-): tác động ngược chiều, dấu (+): tác động cùng chiều, (0): không tác động

TTCK Việt Nam

Từ bảng 5.1 cho thấy các biến đo lường tính thanh khoản của thị trường (TV, LR và

Turnover) tỷ lệ thuận với cung tiền M2 và gần như không phản ứng trước thay đổi

của lãi suất liên ngân hàng. Trong khi đó, các biến đo lường tính thiếu thanh khoản

(Zeros, MLI và AILLIQ) biến động tỷ lệ nghịch với sự tăng lên của cung tiền M2 và

ít biến động khi có sự tăng lên của lãi suất liên ngân hàng. Từ đó cho thấy, khi NHNN

nới lỏng (thắt chặt) CSTT bằng cách tăng (giảm) cung tiền sẽ tác động làm tăng

(giảm) thanh khoản TTCK. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên cứu của

Nguyễn Hữu Huy Nhựt (2013). Trần Thị Hải Lý (2015) cũng cho rằng lãi suất liên

ngân hàng không tác động đến thanh khoản của TTCK Việt Nam.

Ngoài ra, lạm phát có tác động ngược chiều với tất cả các biến thanh khoản, cho thấy

thanh khoản của TTCK sẽ bị sụt giảm khi có sự gia tăng của chỉ số giá hàng tiêu dùng

(biến đại điện cho lạm phát). Trong khi đó, tăng trưởng sản lượng công nghiệp lại tỷ lệ

thuận với các biến đại diện cho độ rộng và độ sâu của TTCK. Nghiên cứu của Nguyễn

Hữu Huy Nhựt (2013) và Trần Thị Hải Lý (2015) cũng cho kết quả tương tự.

119

Các kết quả phân rã phương sai cho thấy cung tiền và lãi suất liên ngân hàng giải

thích được từ 8% – 10% mức độ biến động của các biến thanh khoản (hoặc kém thanh

khoản) sau khoảng thời gian là 9 -12 tháng. Các biến còn lại giải thích được từ 6% -

9% mức độ biến động của các biến thanh khoản trong thời gian ngắn hơn (chỉ 3

tháng). Kết quả này cho thấy CSTT có tác động đến thanh khoản của TTCK Việt

Nam nhưng mức độ tác động không lớn.

Tuy nhiên, khi có những thay đổi mạnh trong điều hành CSTT của NHNN (chẳng

hạn như giai đoạn 2008 – 2011) thanh khoản của thị trường lại có những phản ứng

đáng kể. Từ kết quả nghiên cứu cho thấy các biến CSTT có tác động đến thanh khoản

của TTCK Việt Nam nhưng các biến mục tiêu của CSTT gồm sản lượng công nghiệp

và lạm phát lại có tác động nhất định. Từ đó cho thấy, thay đổi mục tiêu điều hành

CSTT của NHNN không những ảnh hưởng đến hệ thống ngân hàng, người gửi tiền,

người vay tiền mà còn tác động đến TTCK.

Từ kết quả trên cho thấy, việc NHNN liên tục thay đổi trong điều hành CSTT từ nới

lỏng sang thắt chặt và ngược lại, nhất là trong giai đoạn từ năm 2007 đến 2011 không

những gây ra những tác động mạnh đối với giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK. Theo

Douglas (2015) các quyết định của chính sách như vậy sẽ gây ra các thiệt hại cho xã

hội (do thanh khoản giảm) nhiều hơn so với lợi ích tăng thêm từ việc ổn định thị

trường tài chính.

Khi thanh khoản của thị trường cổ phiếu giảm, việc huy động vốn của các công ty

niêm yết sẽ trở nên khó khăn hơn. Do đó TTCK khó có thể thực hiện tốt vai trò là

kênh huy động vốn trung dài hạn chủ yếu cho nền kinh tế. Hơn nữa, việc siết chặt tín

dụng đối với đầu tư chứng khoán chỉ giúp ngân hàng giảm được ít rủi ro trong lĩnh

vực này nhưng việc mở rộng tín dụng đối với các lĩnh vực khác như bất động sản,

sản xuất kinh doanh có thể dẫn đến rủi ro mất vốn lớn hơn.

Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cho thấy khi có cú sốc xảy ra đối với lạm phát làm các

thước đo thanh khoản giảm và thước đo kém thanh khoản tăng. Do đó, việc tiếp tục

điều hành nhằm duy trì một tỷ lệ lạm phát ổn định trong dài hạn của NHNN là rất cần

120

thiết, không những hỗ trợ cho kinh tế tăng trưởng mà còn thúc đẩy thanh khoản trên

thị trường cổ phiếu. Một khi lạm phát được duy trì ổn định ở mức thấp sẽ thúc đẩy

các nhà đầu tư tìm kiếm các kênh đầu tư mới có tỷ suất sinh lời cao hơn so với gửi

tiết kiệm ở ngân hàng, một trong các kênh đầu tư đó chính là thị trường chứng khoán.

Vì vậy, NHNN cần xem xét giảm bớt can thiệp bằng mệnh lệnh hành chính vào thị

trường tín dụng nói chung và thị trường tín dụng đối với kinh doanh chứng khoán nói

riêng, từ đó kích thích gia tăng khối lượng cũng như giá trị cổ phiếu giao dịch.

5.1.3 Cơ chế tác động của chính sách tiền tệ đối với thay đổi giá cổ phiếu và

thanh khoản thị trường chứng khoán Việt Nam

Từ kết quả nghiên cứu cho thấy cơ chế tác động của CSTT đến giá cổ phiếu trên

TTCK Việt Nam được thể hiện như sau:

Thứ nhất, khi NHNN tăng tổng phương tiện thanh toán (hay cung tiền) có tác

động làm giảm lãi suất trên thị trường. Theo lý thuyết số lượng tiền tệ việc mở rộng

cung tiền sẽ làm gia tăng cầu chứng khoán dẫn đến tăng giá cổ phiếu trên TTCK. Tại

Việt Nam, các kênh đầu tư thường được lựa chọn là gửi tiết kiệm ngân hàng, bất động

sản, vàng, ngoại tệ và chứng khoán. Khi lãi suất thị trường giảm (trong đó có lãi suất

tiền gửi ngân hàng) làm kênh tiết kiệm không còn hấp dẫn, khi giá vàng bị kiểm soát

chặt chẽ từ nhà nước thì hai kênh đầu tư còn lại là bất động sản và chứng khoán trở

nên hấp dẫn hơn. Kênh bất động sản đòi hỏi cần có số vốn lớn, thời gian đầu tư lâu

dài và tính thanh khoản thấp hơn so với kênh đầu tư cổ phiếu. Vì vậy, mỗi khi NHNN

mở rộng tiền tệ đều có tác động làm tăng cầu cổ phiếu dẫn đến tăng giá cổ phiếu trên

TTCK Việt Nam. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trước đó

của Phạm Thế Anh (2010), Nguyễn Hữu Tuấn (2011), Nguyễn Minh Kiều (2013),

Bùi Kim Yến (2014), Dương Ngọc Mai Phương (2015).

Thứ hai, theo mô hình chiết khấu cổ tức việc mở rộng cung tiền làm giảm lãi

suất thị trường, trong đó có lãi suất vay vốn của các doanh nghiệp, từ đó kích thích

các doanh nghiệp tăng đầu tư, mở rộng sản xuất và lợi nhuận được kỳ vọng tăng lên.

Cơ chế tác động này cũng được thể hiện rõ ở Việt Nam qua kết quả kinh doanh của

121

các công ty niêm yết trong các giai đoạn nới lỏng tiền tệ. Theo Báo cáo thường niên

của UBCKNN năm 2008 và 2011 (đây là hai năm cung tiền được thắt chặt) kết quả

kinh doanh của các công ty niêm yết hầu hết đều bị sụt giảm so với năm trước đó,

thậm chí nhiều công ty còn bị thua lỗ. Nhưng qua các năm 2009, 2010 và giai đoạn

2013 -2016, theo báo cáo của UBCKNN cho thấy kết quả kinh doanh của các công

ty được cải thiện rõ rệt, nhiều công ty đạt được mức tăng trưởng cao.

Bảng 5.2 Tình hình hoạt động kinh doanh của các công ty niêm yết 2015-2016

Đơn vị: triệu đồng

Nguồn: Báo cáo thường niên UBCKNN (2016)

Từ bảng 5.2 cho thấy tất cả các công ty niêm yết thuộc các nhóm ngành khác

nhau đều có doanh thu và lợi nhuận tăng trưởng năm 2016. Hơn 90% các công ty

niêm yết có lãi, doanh thu thuần đạt gần 980 nghìn tỷ đồng, lợi nhuận sau thuế đạt

112,5 nghìn tỷ đồng. Các chỉ tiêu tỷ suất sinh lời trên tổng tài sản, tỷ suất sinh lời trên

vốn chủ sở hữu đều gia tăng so với năm 2015.

Thứ ba, cơ chế tác động của CSTT đến thanh khoản TTCK Việt Nam được thể

hiện qua tác động đến tình trạng vay ký quỹ của các nhà đầu tư. Khi NHNN nới lỏng

122

tiền tệ bằng cách gia tăng cung tiền, giảm lãi suất cho vay trên thị trường đã tác động

đến các nhà đầu tư gia tăng vay ký quỹ để mua cổ phiếu. Kết quả là thanh khoản của

thị trường tăng mạnh. Ngược lại, trong những giai đoạn NHNN thắt chặt tiền tệ làm

gia tăng lãi suất, đồng thời ban hành thêm các quy định hạn chế cho vay đầu tư chứng

khoán đối với các TCTD đã tác động làm thanh khoản của TTCK sụt giảm mạnh.

Từ thực tế điều hành CSTT của NHNN cho thấy, trong giai đoạn nghiên cứu

NHNN đã ban hành hai quyết định có ảnh hưởng rõ rệt đến TTCK là Quyết định

03/2008 và Thông tư 36/2014. Theo quyết định 03/2008/QĐ-NHNN được ban hành

ngày 01/02/2008, NHNN đã quy định việc cho vay đầu tư chứng khoán của các tổ

chức tín dụng không được vượt quá 20% vốn điều lệ. Do đó đã hạn chế dòng vốn tín

dụng chảy qua kênh đầu tư này. Nghiên cứu thực nghiệm của Nguyễn Hữu Huy Nhựt

(2013) và Trần Thị Hải Lý (2015) cũng cho thấy CSTT không hỗ trợ tốt cho gia tăng

thanh khoản của TTCK Việt Nam.

Việc ban hành thông tư Thông tư 36/TTCK-NHNN đã cho thấy những phản ứng tích

cực từ phía NHNN nhằm hỗ trợ cho sự phát triển của TTCK. Thông tư này quy định

các giới hạn, tỷ lệ bảo đảm an toàn trong hoạt động của tổ chức tín dụng có hiệu lực

từ ngày 01/02/2015, trong đó hệ số rủi ro đối với các khoản phải đòi cho vay kinh

doanh bất động sản và chứng khoán được điều chỉnh từ 250% theo quy định tại Thông

tư 13/2010 (ngày 20/5/2010) xuống còn 150%.

25.0

20.0

15.0

10.0

5.0

800 700 600 500 400 300 200 100 0

0.0

1 M 5 1 0 2

2 M 5 1 0 2

3 M 5 1 0 2

4 M 5 1 0 2

5 M 5 1 0 2

6 M 5 1 0 2

7 M 5 1 0 2

8 M 5 1 0 2

9 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

2 M 6 1 0 2

3 M 6 1 0 2

4 M 6 1 0 2

5 M 6 1 0 2

6 M 6 1 0 2

7 M 6 1 0 2

8 M 6 1 0 2

9 M 6 1 0 2

0 1 M 5 1 0 2

1 1 M 5 1 0 2

2 1 M 5 1 0 2

0 1 M 6 1 0 2

1 1 M 6 1 0 2

2 1 M 6 1 0 2

Tốc độ tăng M2 (%)

VNI

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ dữ liệu của IFS và HSX

Hình 5.1. Diễn biến cung tiền và VNI giai đoạn 2015 – 2016

123

Từ hình 5.1 cho thấy diễn biến của VNI gần như cùng chiều với tốc độ thay đổi cung

tiền, cho thấy tác động cùng chiều của M2 và giá cổ phiếu. Ngoài ra, thanh khoản của

TTCK cũng được cải thiện đáng kể và có xu hướng diễn biến theo tốc độ tăng cung

tiền (hình 5.2).

25.00

70,000

60,000

20.00

50,000

15.00

40,000

30,000

10.00

20,000

5.00

10,000

0.00

1 M 5 1 0 2

2 M 5 1 0 2

3 M 5 1 0 2

4 M 5 1 0 2

5 M 5 1 0 2

6 M 5 1 0 2

7 M 5 1 0 2

8 M 5 1 0 2

9 M 5 1 0 2

1 M 6 1 0 2

2 M 6 1 0 2

3 M 6 1 0 2

4 M 6 1 0 2

5 M 6 1 0 2

6 M 6 1 0 2

7 M 6 1 0 2

8 M 6 1 0 2

9 M 6 1 0 2

0 1 M 5 1 0 2

2 1 M 5 1 0 2

0 1 M 6 1 0 2

1 1 M 6 1 0 2

2 1 M 6 1 0 2

1 1 M 5 1 0 2 Tốc độ tăng M2 (%)

TV (tỷ đồng)

Nguồn: Tổng hợp của tác giả từ dữ liệu của IFS và HSX

Hình 5.2. Diễn biến cung tiền và giá trị giao dịch (TV) giai đoạn 2015 - 2016

Hình 5.2 cho thấy cùng với việc gia tăng cung tiền với mức ổn định trong biên độ từ

15% - 20%, giá trị giao dịch trên TTCK Việt Nam cũng đạt mức bình quân trên 45.000

tỷ trong tháng và có xu hướng tăng dần. Vì Thông tư 36/NHNN mới bắt đầu có hiệu

lực vào tháng 02/2015 nên kết quả nghiên cứu từ mô hình không phản ứng rõ những

tác động này.

5.2 KHUYẾN NGHỊ ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ

Từ thực tế điều hành CSTT, diễn biến của TTCK Việt Nam và kết quả của mô hình

nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK thực sự chịu tác động từ điều

hành CSTT của NHNN, trong đó biến số cung tiền có ảnh hưởng rõ rệt lên VNI và

các biến số đo lường thanh khoản. Vì vậy, các nhà hoạch định chính sách có thể xem

xét một số khuyến nghị sau:

124

5.2.1 Chuyển từ kiểm soát cung tiền sang kiểm soát lãi suất

Từ thực tế điều hành CSTT của NHNN Việt Nam cho thấy NHNN đang sử dụng cung

tiền M2 là mục tiêu trung gian. Việc lựa chọn kiểm soát cung tiền sẽ làm lãi suất trên

thị trường biến động theo mức cầu tiền và NHTW không thể kiểm soát được lãi suất.

Trong khi đó, để đạt được mục tiêu đặt ra NHTW cần sử dụng các công cụ nhằm giữ

cho lãi suất không biến động mạnh. Lãi suất chính là mối liên kết giữa hệ thống tài

chính và nền kinh tế thực, do đó tăng trưởng ổn định đồng nghĩa duy trì với một tỷ lệ

lạm phát không biến động quá mức (Mishkin, 2013).

Ngoài ra, NHNN không đề cập đến mục tiêu hoạt động của CSTT mà dựa trên diễn

biến của nhiều yếu tố như: lãi suất thị trường, tỷ giá VND/USD và dự trữ của hệ thống

ngân hàng để điều hành. Vì vậy, NHNN cần xem xét lựa chọn lãi suất liên ngân hàng

làm mục tiêu hoạt động của CSTT, đồng thời chuyển đổi từ kiểm soát cung tiền sang

kiểm soát lãi suất. Đưa ra định hướng điều hành lãi suất để công chúng, các nhà đầu tư

có thể theo dõi và dự đoán được.

5.2.2 Điều hành CSTT theo hướng ổn định giá cả, ổn định tài chính

Sau khủng hoảng tài chính năm 2008 ở Mỹ, các nhà nghiên cứu cho rằng NHTW cần

có các biện pháp can thiệp vào giá cổ phiếu nhằm giảm bớt nguy cơ hình thành bong

bóng giá tài sản trên TTCK. Đại diện cho trường phái này là Ceccetti và cộng sự (2000),

Borio và White (2004), Roubini (2006). Theo De Grauwe (2008), NHTW có thể sử

dụng lãi suất chính sách tác động vào giá cổ phiếu thông qua giảm mức độ biến động

của lạm phát và sản lượng, ổn định môi trường vĩ mô, từ đó làm giảm nguy cơ hình

thành bong bóng giá chứng khoán, ngăn ngừa khủng hoảng xảy ra.

Để thực hiện được điều này cần có sự phối hợp giữa các chính sách kinh tế vĩ mô.

Theo IMF (2013) khi có sự phối hợp giữa chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa sẽ

giúp hỗ trợ cho mục tiêu ổn định giá cả, ổn định tài chính. Tuy nhiên, khi NHTW

theo đuổi mục tiêu chính sách lãi suất thấp nhằm kích thích sự phát triển của nền kinh

tế, tạo công ăn việc làm có thể gây ra tăng trưởng tín dụng quá mức, hình thành nên

các bong bóng giá tài tài sản không mong muốn và tạo ra bất ổn tài chính. Thách thức

125

sẽ càng lớn hơn khi quốc gia theo đuổi mục tiêu tỷ giá cố định. Vì vậy, theo IMF

(2013) trong trường hợp này, cần thiết lập một khuôn khổ giám sát an toàn tài chính

hữu hiệu có thể làm giảm bớt các xung đột chính sách và tạo điều kiện để CSTT có

thể theo đuổi mục tiêu của mình.

Từ thực tế điều hành CSTT từ năm 2002 đến năm 2011 cho thấy NHNN Việt Nam

đã theo đuổi CSTT đa mục tiêu, trong đó mục tiêu tăng trưởng kinh tế là rõ ràng hơn

cả. Tuy nhiên, với lạm phát mạnh vào năm 2008 và 2011 là hậu quả của việc mở rộng

cung tiền trước đó cho thấy hạn chế của NHNN phản ứng lại những biến động của

thị trường, đặc biệt là biến động giá cả. Việc phải đắn đo khi đưa ra các quyết định

đối với sự biến động của lạm phát mà không làm ảnh hưởng hoặc ảnh hưởng ít lên

các mục tiêu khác đặt NHNN trước nhiều lựa chọn phức tạp hơn. Vì vậy, ổn định giá

cả phải là mục tiêu cơ bản của chính sách tiền tệ trong dài hạn, là cơ sở để đạt được

mục tiêu tăng trưởng kinh tế cũng như hạn chế thất nghiệp.

Chính sách tiền tệ mục tiêu lạm phát đã được áp dụng tại nhiều quốc gia trên thế giới

hơn 20 năm qua và đem lại nhiều kết quả đáng kể. Theo nghiên cứu của Carvalho

Filho (2010) cho thấy tại 21 quốc gia áp dụng chính sách tiền tệ mục tiêu lạm phát đã

duy trì được ổn định giá cả trong dài hạn, không gây tác động ngược chiều đối với

tăng trưởng, đặc biệt là góp phần giảm bớt tác động từ cú sốc khủng hoảng tài chính

toàn cầu năm 2008. NHNN cần xem xét và đưa ra lộ trình cụ thể, tạo các điều kiện

tiền đề tiến tới áp dụng chính sách tiền tệ mục tiêu lạm phát kết hợp với ổn định tài

chính ở Việt Nam. Việc duy trì một tỷ lệ lạm phát vừa phải trong dài hạn không những

hỗ trợ lâu dài cho sự phát triển của nền kinh tế mà còn góp phần thúc đẩy sự phát

triển ổn định của TTCK.

Để thực hiện áp dụng CSTT mục tiêu lạm phát, đầu tiên cần từng bước xây dựng tính

độc lập cho NHNN Việt Nam, đặc biệt là tính độc lập về mặt chức năng. Đây là điều

kiện tiên quyết cho áp dụng CSTT mục tiêu lạm phát. Chính phủ cần để NHNN chủ

động hơn trong việc điều tiết lượng tiền cung ứng sao cho phù hợp với những yêu cầu

của nền kinh tế chứ không phải để đáp ứng nhu cầu của NSNN. Tăng quyền tự quyết

126

trong việc sử dụng các công cụ của CSTT nhằm nâng cao hiệu quả sử dụng cũng như

tác động của các công cụ đó.

Tiếp theo có thể xem xét xây dựng một khung giá trị cho mục tiêu lạm phát thay vì

một giá trị như hiện nay nhằm tăng tính linh hoạt cho NHNN. Việc đạt được mục tiêu

trong cả một khung giá trị biến động sẽ dễ dàng hơn cho NHNN. Từ đó tạo sự tin

tưởng của công chúng vào khả năng của NHNN trong việc thực hiện các cam kết.

Thêm vào đó NHNN cần công khai và minh bạch hơn trong quá trình hoạch định,

thực thi CSTT và đưa ra nhận định của mình đối với nền kinh tế.

NHNN cần tích cực tuyên truyền, mở rộng hiểu biết cho công chúng và thậm chí là

cả các nhân viên trong NHNN và hệ thống NHTM về CSTT mục tiêu lạm phát cũng

như những ích lợi của nó đối với kinh tế Việt Nam.

Tiếp tục thực hiện tái cấu trúc hệ thống ngân hàng thương mại ở Việt Nam giai đoạn

II (2015 – 2020) với các vấn đề như sau: tập trung xử lý nợ xấu, cơ cấu lại những

ngân hàng thương mại được mua 0 đồng, duy trì ổn định thanh khoản trong hệ thống

ngân hàng thông qua điều tiết lãi suất trên thị trường liên ngân hàng.

Ngoài ra, khi xem xét áp dụng CSTT lạm phát mục tiêu, NHNN cần tính đến yếu tố

ổn định tài chính trong hàm mục tiêu của CSTT. Theo Aydin và Volkan (2011) các

yếu tố ổn định tài chính bao gồm: tỷ lệ đòn cân nợ của khu vực phi tài chính, tỷ lệ

vốn ngoại tệ trong hệ thống ngân hàng, dư nợ tín dụng và giá tài sản. Việc lựa chọn

chỉ tiêu phản ánh mức độ ổn định tài chính phụ thuộc vào điều kiện thị trường tài

chính của từng quốc gia trong từng giai đoạn.

Từ kết quả nghiên cứu ở chương 4 cho thấy giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK không

những chịu tác động từ điều hành CSTT của NHNN mà còn chịu ảnh hưởng từ các

biến số vĩ mô, đặc biệt là lạm phát. Vì vậy, trong tương lai nếu NHNN điều hành

CSTT hướng đến mục tiêu lạm phát, duy trì mức tăng giá ổn định trong nền kinh tế

sẽ hỗ trợ tốt cho sự tăng giá bền vững của cổ phiếu cũng như gia tăng thanh khoản

cho TTCK

127

5.2.3 Kết hợp với các cơ quan khác hỗ trợ cho sự phát triển của thị trường chứng

khoán

Kết quả phân tích phản ứng đẩy và phân rã phương sai của mô hình SVAR, các mô

hình VAR cho thấy giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK chịu tác động từ thay đổi cung

tiền mạnh hơn là từ thay đổi lãi suất liên ngân hàng. Do đó, từ kế hoạch tăng trưởng

cung tiền được xây dựng hàng năm, NHNN có thể kết hợp để dự báo diễn biến giá cổ

phiếu cũng như tổng giá trị giao dịch trên TTCK.

Ngoài ra, cần xây dựng cơ chế phối hợp trong việc điều hành các chính sách có liên

quan đến TTCK. Từ thực tế và kết quả nghiên cứu cho thấy, việc điều hành CSTT

của NHNN theo hướng nới lỏng hoặc thắt chặt đều tác động mạnh đến tính thanh

khoản của TTCK. TTCK cũng rất nhạy cảm theo sự mở rộng hay thu hẹp tín dụng

của NHTM. Những biểu hiện này chỉ có thể khắc phục bằng cách nâng cao chất lượng

tái cơ cấu thị trường và các chủ thể tham gia thị trường. Để TTCK phát huy tốt vai

trò là kênh huy động vốn trung và dài hạn cho doanh nghiệp, phục vụ cho sản xuất,

kinh doanh, thu hút vốn nhàn rỗi của các cá nhân và các tổ chức trong và ngoài nước,

cần có sự kết hợp chặt chẽ giữa NHNN và UBCKNN trong việc ban hành các quy tắc

để vận hành thị trường. Các quy tắc gồm khuôn khổ pháp lý, cơ chế chính sách và

các thông lệ quốc tế được thừa nhận.

Để hoàn thiện khuôn khổ pháp lý cần xây dựng và ban hành Luật Chứng khoán sửa

đổi, trên cơ sở đồng bộ và thống nhất với các Luật liên quan nhằm phát triển bền vững

TTCK. Đồng thời ban hành đồng bộ các quy định mới về giao dịch, công bố thông

tin, hoàn thiện các cơ chế, chính sách (bao gồm cả chính sách tài chính, chính sách

thuế) theo hướng hỗ trợ các thị trường phát triển hiệu quả mà không vi phạm các cam

kết hội nhập.

Cần nâng cao vị thế của UBCKNN trong việc quản lý nhà nước về hoạt động chứng

khoán và TTCK. UBCKNN phải có đủ thẩm quyền để thực hiện có hiệu quả chức

năng quản lý nhà nước về TTCK và xử lý những vấn đề có liên quan đến chứng khoán

và giao dịch chứng khoán.

128

Để gia tăng thanh khoản cho TTCK, cần tạo hàng hóa có chất lượng tốt cho thị trường.

Việc thực hiện cổ phần hóa doanh nghiệp nhà nước cần gắn với niêm yết để tạo hàng

hóa có chất lượng cho TTCK. Đồng thời, cần tạo điều kiện cho các nhà đầu tư chiến

lược (trong và ngoài nước) mua cổ phiếu do các doanh nghiệp Việt Nam phát hành

theo phương thức thỏa thuận, hoặc đấu giá giữa các nhà đầu tư chiến lược, để một số

doanh nghiệp cải thiện nhanh hơn về năng lực tài chính, chất lượng quản trị, năng lực

cạnh tranh.

Giảm sự can thiệp trực tiếp của các Bộ, ngành vào hoạt động doanh nghiệp, ngân

hàng, sẽ tạo điều kiện cho các doanh nghiệp hoạt động theo quy luật thị trường và

phải chịu tránh nhiệm về hoạt động của mình trước các cổ đông, trong đó có cổ đông

nhà nước. Tuy nhiên, khi giảm tỷ lệ vốn của Nhà nước, tăng tỷ lệ sở hữu của các nhà

đầu tư chiến lược nước ngoài, người ta thường lo ngại đến vấn đề thâu tóm.

Tăng cường công tác thanh tra, giám sát hoạt động của các tổ chức tham gia thị

trường, xử lý nghiêm các vi phạm đối với các cá nhân, tổ chức, doanh nghiệp sử dụng

phương tiện truyền thông (báo chí, trang tin…) đưa thông tin sai lệch, thông tin thiếu

đầy đủ, làm méo mó thông tin, hoặc đưa thông tin bất lợi cho thị trường mà không rõ

nguồn gốc.

Do hoạt động của TTCK trong môi trường kinh tế vĩ mô và phụ thuộc vào niềm tin

của nhà đầu tư trên thị trường. Vì vậy, các nhà hoạch định chính sách cần tạo ra một

môi trường vĩ mô ổn định để có được sự tin tưởng của nhà đầu tư, từ đó mới có thể

phát triển TTCK. Vì vậy, trong thời gian tới NHNN cần xác định rõ mục tiêu hoạt

động, mục tiêu trung gian trong điều hành CSTT và có những thông tin rõ ràng, minh

bạch đối với các mục tiêu này nhằm định hướng và dẫn dắt thị trường; tránh những

thay đổi đột ngột, tác động tiêu cực đến sự phát triển của TTCK.

5.3 KHUYẾN NGHỊ ĐỐI VỚI NHÀ ĐẦU TƯ

Theo báo cáo thường niên của UBCKNN qua các năm, lượng tài khoản của nhà đầu

tư cá nhân chiếm tỷ lệ lớn trên thị trường. Vì vậy, việc hiểu rõ về diễn biến kinh tế vĩ

129

mô, mục tiêu điều hành CSTT và tác động của các yếu tố CSTT đến sự biến động giá

cổ phiếu trên TTCK là rất cần thiết.

Từ kết quả nghiên cứu cho thấy, nhà đầu tư cần theo dõi chặt chẽ diễn biến chỉ số giá

hàng tiêu dùng, định hướng điều hành CSTT được NHNN thông báo vào đầu mỗi

năm từ đó đưa ra dự báo diễn biến về lãi suất trong tương lai. Theo mô hình chiết

khấu cổ tức, việc xác định một mức lãi suất chiết khấu phù hợp giúp các nhà đầu tư

định giá cổ phiếu đúng với giá trị thực. Đây là cơ sở giúp đưa ra các quyết định đầu

tư phù hợp. Ngoài ra, việc dự báo được lãi suất còn giúp nhà đầu tư quyết định sử

dụng giao dịch ký quỹ với tỷ lệ hợp lý khi lãi suất thấp nhằm gia tăng lợi nhuận.

Kết quả nghiên cứu của đề tài giúp các nhà đầu tư nhận biết rõ ràng hơn về các vấn

đề trên, từ đó khẳng định được bản lĩnh và có các chiến lược giao dịch phù hợp, giảm

bớt tình trạng giao dịch theo tâm lý đám đông, hạn chế những bất ổn trên TTCK.

5.4 HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO CỦA LUẬN ÁN

Trong phạm vi nghiên cứu, luận án nghiên cứu thực hiện đánh giá tác động của các

yếu tố CSTT như lãi suất lãi suất liên ngân hàng, cung tiền đến giá cổ phiếu trên

TTCK (đại diện là chỉ số VN-Index) mà chưa đo lường tác động của CSTT đến biến

động giá của từng cổ phiếu riêng lẻ trên thị trường theo mô hình của Tobin’q. Ngoài

ra, việc đánh giá tác động của các yếu tố CSTT đến thanh khoản TTCK cũng được

thực hiện dựa trên thanh khoản của toàn bộ thị trường mà chưa đánh giá tác động

riêng từng nhóm ngành, từng công ty. Vì vậy, các nghiên cứu tiếp theo có thể thu

thập dữ liệu của từng công ty theo từng nhóm ngành cụ thể, thực hiện hồi qui dữ

liệu bảng nhằm đánh giá mức độ tác động của các yếu tố CSTT, đặc biệt là lãi suất

đến chi phí sử dụng vốn cũng như lợi nhuận của các công ty niêm yết.

Kết luận chương 5

Trong chương này đã đánh giá việc điều hành CSTT của NHNN trong giai đoạn

nghiên cứu, và tóm tắt kết quả nghiên cứu ở hai góc độ là đánh giá tác động của CSTT

đến giá cổ phiếu và thanh khoản thị trường cổ phiếu Việt Nam. Kết quả nghiên cứu

còn cho thấy mặc dù phản ứng của các nhà điều hành CSTT đối với các cú sốc giá và

130

thanh khoản trên TTCK chưa được mạnh mẽ và liên tục nhưng việc ban hành Quyết

định 03/2008/NHNN và Thông tư 36/2014/NHNN đã chứng tỏ NHNN có quan tâm

đến những biến động trên TTCK.

Từ kết quả nghiên cứu kết hợp với diễn biến thực tế điều hành CSTT và TTCK, một

số khuyến nghị cho nhà hoạch định chính sách được đưa ra gồm: điều hành CSTT

nên được tiếp cận theo hướng an toàn vĩ mô, xây dựng lộ trình áp dụng CSTT mục

tiêu lạm phát ở Việt Nam và gia tăng sự phối hợp giữa NHNN và UBCKNN trong

việc hoàn thiện thể chế hỗ trợ cho sự phát triển của TTCK trong tương lai.

131

KẾT LUẬN

Chính sách tiền tệ là một trong các chính sách kinh tế vĩ mô, đóng vai trò quan trọng

trong điều tiết cung tiền nhằm đạt được các mục tiêu tăng trưởng kinh tế, tạo công ăn

việc làm, kiểm soát lạm phát, ổn định hệ thống tài chính, ổn định lãi suất và ổn định

tỷ giá. Với mục tiêu nghiên cứu là đánh giá mức độ, chiều hướng tác động của CSTT

đến giá cổ phiếu và thanh khoản TTCK Việt Nam. Luận án đã sử dụng phương pháp

nghiên cứu định lượng, hồi quy các biến số với mô hình SVAR và VAR.

Kết quả nghiên cứu cho thấy việc mở rộng hoặc thắt chặt CSTT bằng cách tăng hoặc

giảm cung tiền có tác động cùng chiều với giá cổ phiếu cũng như thanh khoản TTCK

Việt Nam. Ngược lại, các nhà hoạch định CSTT cũng có những phản ứng nhất định

khi có sự thay đổi về giá cổ phiếu cũng như thanh khoản của TTCK. Từ kết quả

nghiên cứu kết hợp với phân tích thực tế điều hành CSTT và quá trình phát triển của

TTCK Việt Nam, luận án đã đưa ra một số khuyến nghị chính sách giúp sử dụng

CSTT hỗ trợ sự phát triển của thị trường.

Tuy nhiên, hạn chế của luận án là chưa xem xét đến các nhân tố ảnh hưởng đến cơ

chế truyền dẫn tác động từ CSTT đến TTCK. Trong bối cảnh toàn cầu hóa diễn ra

nhanh chóng, mức độ hội nhập kinh tế và tài chính quốc tế sâu rộng, tác động của

CSTT đến TTCK trong nước chịu ảnh hưởng từ các nhân tố bên ngoài quốc gia.

Ehrmann và ctg (2011) đã chỉ ra chính mức độ hội nhập kinh tế và tài chính quốc tế

là yếu tố quyết định sự phản ứng của TTCK nước đó khi có sự biến động từ CSTT

trong nước và quốc tế. Nền kinh tế nào có mức độ hội nhập sâu rộng hơn vào nền

kinh tế toàn cầu, thị trường chứng khoán nước đó sẽ phản ứng mạnh hơn đối với các

động thái chính sách tiền tệ của Mỹ. Ngoài ra, nghiên cứu trên còn cho thấy thị trường

tài chính các nước áp dụng cơ chế tỷ giá linh hoạt sẽ phản ứng ít hơn trước các cú sốc

lãi suất của NHTW Mỹ, trong khi các nước áp dụng cơ chế tỷ giá cố định có mức

phản ứng của thị trường tài chính mạnh hơn. Đây là gợi ý để tiếp tục thực hiện các

nghiên cứu chuyên sâu về vấn đề này.

132

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

1. Tú Anh 2006, Hệ thống ngân hàng cho vay để đầu tư chứng khoán đang ở mức

nào?, truy cập tại ,

[truy cập ngày 06/10/2015].

2. Vũ Thành Tự Anh 2016, Xây dựng Ngân hàng trung ương hiện đại, Chương

trình giảng dạy kinh tế Fulbright.

3. Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng 2012, Lượng hóa tác động của chính sách

tiền tệ đến tính thanh khoản của thị trường chứng khoán Việt Nam, Khoa học

và đào tạo ngân hàng, số 127, tháng 12/2012, trang 24 – 38

4. Phạm Thế Anh 2010, Tác động của các biến số vĩ mô đến thị trường chứng

khoán, Tài chính, tháng 02/2010, trang 35 – 38.

5. Nguyễn Phúc Cảnh 2014, Truyền dẫn chính sách tiền tệ qua kênh giá tài sản tài

chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam, Phát triển và Hội nhập Số 19 (29),

tháng 11/2014, trang 11-18.

6. Lê Đạt Chí và Hoàng Thị Phương Thảo 2016, Tác động của khủng hoảng tài

chính toàn cầu lên thanh khoản của thị trường chứng khoán Việt Nam, Tạp chí

Phát triển và Hội nhập, số 26(36), tháng 01-02/2016, trang 53-59.

7. Đặng Văn Hải 2007, Một số giải pháp tài chính, tín dụng để thị trường chứng

khoán phát triển ổn định, an toàn, hiệu quả, Thị trường tài chính tiền tệ, số

11(223), tháng 06/2007, trang 33-35.

8. Quách Mạnh Hào 2011, Vòng lẩn quẩn trong kinh tế Việt Nam và bài toán lãi

suất, Khi rồng muốn thức dậy – Loay hoay với mô hình kinh tế sau đổi mới, Nhà

xuất bản Lao động xã hội.

9. Mai Thu Hiền 2016, Thực thi chiến lược chính sách tiền tệ ở Việt Nam: một vài đánh

giá, đề xuất, Tạp chí Tài chính, Kỳ I, tháng 05/2016.

133

10. Lê Thị Tuyết Hoa, Đặng Văn Dân và tập thể tác giả 2016, Lý thuyết tài chính

tiền tệ, NXB Kinh tế, TP Hồ Chí Minh.

11. Đoàn Ngọc Hoàn 2013, Giải pháp để phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam,

Thị trường Tài chính – Tiền tệ, số 7 (376), tháng 04/2013, trang 26 – 28.

12. Nguyễn Minh Kiều và Nguyễn Văn Điệp 2013, Quan hệ giữa các yếu tố kinh tế

vĩ mô và biến động thị trường chứng khoán: bằng chứng nghiên cứu từ thị

trường Việt Nam, Phát triển Khoa học & Công nghệ, Tập 16, số Q3-2013, trang

88 – 100.

13. Trần Thị Hải Lý 2015, Chính sách tiền tệ và thanh khoản của thị trường chứng

khoán Việt Nam, Phát triển kinh tế, số 26(6), 02-22.

14. Madura 2015, Thị trường tài chính, Cengage Learning, tái bản lần thứ 10.

15. Nguyễn Thị Mùi 2000, Giải pháp phát triển bền vững thị trường chứng khoán

Việt Nam, Tài chính, tháng 12/2009, trang 48-50.

16. Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo 2013, Phân tích tác động

của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam, Phát triển

và hội nhập, số 8 (18), tháng 01-02/2013, trang 34 – 41

17. Phan Đình Nguyên 2012, Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của cổ phiếu

niêm yết trên sàn chứng khoán TP.HCM, Công nghệ ngân hàng, số 78, tháng

09/2012, trang 51 – 56.

18. Nguyễn Hữu Huy Nhựt 2013, Nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ đến

tinh thanh khoản trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Phát triển kinh tế, số

276 (10/2013), 58-74.

19. Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Báo cáo thường niên từ năm 2000 đến 2016,

truy cập tại .

20. Trần Hoàng Ngân 2009, Thực trạng và các giải pháp phát triển thị trường chứng

khoán Việt Nam, Công nghệ ngân hàng, số 41, tháng 03/2009, trang 3-8

134

21. Dương Ngọc Mai Phương và Vũ Thị Phương Anh 2015, Tác động của chính

sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán: bằng chứng tại Việt Nam, Phát triển

và Hội nhập, Số 25(35), tháng 11-12/2015, trang 3 – 13.

22. Hoàng Xuân Quế 2007, Một số giải pháp để phát triển thị trường chứng khoán

Việt Nam, Thị trường tài chính tiền tệ, số 14 (236), tháng 07/2007, trang 24-26.

23. Nguyễn Sơn 2003, Giải pháp phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam, Ngân

hàng, số 13, 2003, trang 55-57.

24. Trần Trọng Triết 2008, Giải pháp để thị trường chứng khoán phát triển ổn định,

Công nghệ ngân hàng, Số 33, 2008, trang 44 – 46

25. Nguyễn Hữu Tuấn 2011, Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng của biến số vĩ mô

đến chỉ số giá thị trường chứng khoán Việt Nam, Công nghệ Ngân hàng, số 68,

tháng 11/2011, trang 4-10.

26. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn 2015, Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền

tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR, Phát triển và Hội nhập, số 10(20),

tháng 05-06/2013.

27. Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh, Báo cáo thường niên từ

năm 2002 đến 2016, truy cập tại .

28. Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội, Báo cáo thường niên từ năm 2006 đến 2016,

truy cập tại .

29. Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương 2014, Sự tác động của các nhân tố

kinh tế vĩ mô đến các chỉ số giá cổ phiếu tại HOSE, Phát triển và Hội nhập, số

24 (34), tháng 09-10 /2015, trang 59-67.

30. Thu Thủy 2014, Phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam theo hướng ổn

định, bền vững, Thị trường tài chính tiền tệ, số 3+4(396+397), tháng 02/2014,

trang 61-63.

135

31. Lê Hải Trà 2009, Giải pháp phát triển thị trường chứng khoán - Tăng cường tính

thanh khoản cho thị trường, Thời báo Kinh tế Việt Nam, 2009, Trang 31 - 32.

32. Phạm Thị Tuyết Trinh 2013, Vai trò của tỷ giá hối đoái trong cơ chế dẫn truyền

chính sách tiền tệ Việt Nam, Luận án Tiến sĩ kinh tế, Trường Đại học Ngân hàng

TP.HCM

33. Trung tâm lưu ký chứng khoán, Báo cáo thường niên từ năm 2008 đến 2016,

truy cập tại

34. Bùi Kim Yến và Nguyễn Thái Sơn 2014, Sự phát triển của thị trường chứng

khoán Việt Nam dưới ảnh hưởng của các nhân tố kinh tế vĩ mô, Phát triển và

hội nhập, Số 16 (26) - Tháng 05+06/2014, trang 3 – 10.

35. Ủy ban chứng khoán nhà nước, Báo cáo thường niên từ năm 2002 đến 2016,

truy cập tại .

36. Vafi 2012, Mười sáu giải pháp để ổn định và phát triển thị trường chứng khoán’,

Thị trường Tài chính Tiền tệ, số 6 (351), tháng 3/2012, trang 34 – 37.

37. Website Cafef, available at: http://s.cafef.vn/du-lieu.chn

38. Website Stoxplus Corporation, available at: http://stoxplus.com/

Tiếng Anh

39. Abaenewe, Z. C. và Ndugbu, M. O. 2012. Analysis of the Effect of Monetary

Policy Development on Equity Prices in Nigeria. West African Journal of

Industrial and Academic Research, 5, 140-155.

40. Abaenewe, Z. C. và Ndugbu, M. O. 2013. Analysis of the Effect of Monetary

Policy Development on Equity Prices in Nigeria. West African Journal of

Industrial and Academic Research, 5, 140-155.

41. Abbassi, P. và Linzert, T. 2012. The effectiveness of monetary policy in steering

money market rates during the financial crisis. Journal of Macroeconomics, 34,

945-954.

136

42. Amihud, Y. 2002. Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series

effects. Journal of financial markets, 5, 31-56.

43. Auerbach, R. D. 1976. Money and stock prices. Economic Review, 3-11.

44. Aydin, B. và Volkan, M. E. 2011. Incorporating financial stability in inflation

targeting frameworks, International Monetary Fund.

45. Aziza, F. O. 2010. The effects of monetary policy on stock market performance:

A cross-country analysis. Available at SSRN 1743834.

46. Bagliano, F. và Favero, C. 1997. Measuring monetary policy with VAR models:

an evaluation." mirneo. May.

47. Baker, H. K. 1996. Trading location and liquidity: an analysis of US dealer and

agency markets for common stocks.

48. Bayraktar, N. 2014. Measuring relative development level of stock markets:

Capacity and effort of countries. Borsa Istanbul Review, 14, 74-95.

49. Ben Naceur, S.;Boughrara, A. và Ghazouani, S. 2007. On the linkage between

monetary policy and MENA stock markets? Available at SSRN 1018727.

50. Berkman, N. G. 1978. On the significance of weekly changes in M1. New

England economic review, 78, 5-22.

51. Bernanke, B. và Gertler, M. 2000. Monetary policy and asset price volatility.

National bureau of economic research.

52. Bernanke, B. S. và Blinder, A. S. 1992. The federal funds rate and the channels

of monetary transmission. The American Economic Review, 901-921.

53. Bernanke, B. S. và Kuttner, K. N. 2005. What explains the stock market's

reaction to Federal Reserve policy? The Journal of Finance, 60, 1221-1257.

54. Berument, H. và Kutan, A. M. 2007. The stock market channel of monetary

policy in emerging markets: evidence from the Istanbul Stock Exchange.

Scientific Journal of Administrative Development, 5, 117-144.

137

55. Black, F. 1971. Toward a fully automated stock exchange, Part II. Financial

Analysts Journal, 27, 24-28.

56. Bodie, Z. 2013. Investments, McGraw-Hill.

57. Brooks, C. 2008. Introductory Econometrics for Finance.

58. Brunner, K. 1961. Some major problems in monetary theory. The American

Economic Review, 47-56.

59. Brunnermeier, M. K. và Pedersen, L. H. 2009. Market liquidity and funding

liquidity. Review of Financial studies, 22, 2201-2238.

60. Carvalho Filho, I. E. 2010. Inflation targeting and the crisis: An empirical

assessment.

61. Cassola, N. và Morana, C. 2004. Monetary policy and the stock market in the

euro area. Journal of Policy Modeling, 26, 387-399.

62. Cecchetti, S. G.;Schoenholtz, K. L. và Fackler, J. 2015. Money, banking, and

financial markets, McGraw-Hill/Irwin.

63. Cecchetti, S. G.;Schoenholtz, K. L. và Fackler, J. 2006. Money, banking, and

financial markets, McGraw-Hill/Irwin.

64. Choi, W. G. và Cook, D. 2006. Stock market liquidity and the macroeconomy:

Evidence from Japan. Monetary Policy with Very Low Inflation in the Pacific

Rim, NBER-EASE, Volume 15. University of Chicago Press.

65. Chordia, T.;Sarkar, A. và Subrahmanyam, A. 2005. An empirical analysis of

stock and bond market liquidity. Review of Financial Studies, 18, 85-129.

66. Chordia, T.;Sarkar, A. và Subrahmanyam, A. 2002. Common determinants of

bond and stock market liquidity: The impact of financial crises, monetary

policy, and mutual fund flows. University of California Los Angeles, CA

Working Paper.

67. Corallo, E. 2006. The effect of monetary policy on asset prices: evidence from

Germany and UK, Libero istituto universitario Carlo Cattaneo.

138

68. Cosimano, M. T. F.;Fullenkamp, C. và Chami, M. R. 1999. The stock market

channel of monetary policy, International Monetary Fund.

69. Dabla-Norris, E. và Floerkemeier, H. 2006. Transmission mechanisms of

monetary policy in Armenia: evidence from VAR analysis.

70. Dalimunthe, D. A. 2013. IDENTIFYING THE IMPACT OF MONETARY

POLICY IN A SMALL OPEN ECONOMY: CASE OF INDONESIA.

71. Darrat, A. F. 1990. Stock returns, money, and fiscal deficits. Journal of

Financial and Quantitative Analysis, 25, 387-398.

72. Ehrmann, M. và Fratzscher, M. 2004. Taking stock: Monetary policy

transmission to equity markets. 354.

73. Ehrmann, M.;Fratzscher, M. và Rigobon, R. 2011. Stocks, bonds, money

markets and exchange rates: measuring international financial transmission.

Journal of Applied Econometrics, 26, 948-974.

74. Ekanayake, E. và Sengupta, S. 2009. HOW DO MARKETS REACT TO

CHANGES IN FEDERAL FUNDS RATES? AN EMPIRICAL STUDY.

American Journal of Business Research, 2.

75. Elliott, D. J. 2015. Market Liquidity: A Primer. Washington, DC: Brookings

Institution.

http://www. brookings.edu/~/media/research/files/papers/2015/06/market-

liquidity/elliott--marketliquidity--a-primer_06222015. pdf.

76. Engle, R. F. 1982. Autoregressive conditional heteroscedasticity with estimates

of the variance of United Kingdom inflation. Econometrica: Journal of the

Econometric Society, 987-1007.

77. Fama, E. F. 1970. Efficient capital markets: A review of theory and empirical

work*. The journal of Finance, 25, 383-417.

78. Fernández-Amador, O.;Gächter, M.;Larch, M. và Peter, G. 2013. Does

monetary policy determine stock market liquidity? New evidence from the euro

zone. Journal of Empirical Finance, 21, 54-68.

139

79. Fleming, M. J. và Remolona, E. M. 2001. The term structure of announcement

effects.

80. Freixas, X.;Martin, A. và Skeie, D. 2011. Bank liquidity, interbank markets, and

monetary policy. Review of Financial Studies, 24, 2656-2692.

81. Friedman, M. và Schwartz, A. J. 1975. Money and business cycles. The State of

Monetary Economics. NBER.

82. Gordon, M. J. 1962. The investment, financing, and valuation of the

corporation, RD Irwin.

83. Goyenko, R. Y. và Ukhov, A. D. 2009. Stock and bond market liquidity: A long-

run empirical analysis. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 44, 189-

212.

84. Harris, L. 1990. Liquidity, trading rules and electronic trading systems.

85. Hasbrouck, J. và Schwartz, R. A. 1988. Liquidity and execution costs in equity

markets. The Journal of Portfolio Management, 14, 10-16.

86. Hayford, M. D. và Malliaris, A. G. 2004. Monetary policy and the US stock

market. Economic Inquiry, 42, 387-401.

87. Hofmann, B. và Mizen, P. 2004. Interest Rate Pass‐Through and Monetary

Transmission: Evidence from Individual Financial Institutions' Retail Rates.

economica, 71, 99-123.

88. Homa, K. E. và Jaffee, D. M. 1971. The supply of money and common stock

prices. The Journal of Finance, 26, 1045-1066.

89. Ioannidis, C. và Kontonikas, A. 2008. The impact of monetary policy on stock

prices. Journal of Policy Modeling, 30, 33-53.

90. Jamali, I. 2009. Stock market volatility and monetary policy. Concordia

University.

91. Jensen, G. R. và Johnson, R. R. 1995. Discount rate changes and security returns

in the US, 1962–1991. Journal of Banking & Finance, 19, 79-95.

140

92. Jensen, G. R. và Moorman, T. 2010. Inter-temporal variation in the illiquidity

premium. Journal of Financial Economics, 98, 338-358.

93. Kim, S. 1999. Do monetary policy shocks matter in the G-7 countries? Using

common identifying assumptions about monetary policy across countries.

Journal of international economics, 48, 387-412.

94. Kim, S. và Roubini, N. 2000. Exchange rate anomalies in the industrial

countries: A solution with a structural VAR approach. Journal of Monetary

Economics, 45, 561-586.

95. Labonte, M. và Makinen, G. E. Monetary policy and the Federal Reserve:

current policy and conditions. 2008. HeinOnline.

96. Laopodis, N. T. 2010. Dynamic linkages between monetary policy and the stock

market. Review of Quantitative Finance and Accounting, 35, 271-293.

97. Lastrapes, W. D. 1998. International evidence on equity prices, interest rates

and money. Journal of International Money and Finance, 17, 377-406.

98. LeSage, J. P. và Solocha, A. 1993. The impact of weekly money supply

announcements on stock market returns: A multiprocess mixture model

approach. Journal of Applied Business Research, 9, 100.

99. Lesmond, D. A.;Ogden, J. P. và Trzcinka, C. A. 1999. A new estimate of

transaction costs. Review of Financial Studies, 12, 1113-1141.

100. Levine, R. 2003. More on finance and growth: more finance, more growth?

Review-Federal Reserve Bank Of Saint Louis, 85, 31-46.

101. Li, Y. D.;İşcan, T. B. và Xu, K. 2010. The impact of monetary policy shocks on

stock prices: Evidence from Canada and the United States. Journal of

International Money and Finance, 29, 876-896.

102. Lindqvist, P. và Du Rietz, R. 2010. Illiquidity pricing and the drivers of market

Liquidity-Evidence from the Swedish stock market. Bachelor Thesis in Finance,

Stockholm, Sweden: Stockholm School of Economics Söderberg,

141

J.(2009)‘Essays on the Scandinavian Stock Markets' Thesis for the degree of

Doctor of Philosophy, Växsjö, Sweden: Växjö University.

103. Lu-Andrews, R. và Glascock, J. L. 2010. Macroeconomic effects on stock

liquidity. Available at SSRN 1662751.

104. Lütkepohl, H. 2005. New introduction to multiple time series analysis, Springer

Science & Business Media.

105. Lybek, M. T. và Sarr, M. A. 2002. Measuring liquidity in financial markets,

International Monetary Fund.

106. Lynge Jr, M. J. 1981. Money supply announcement and stock prices. The

journal of portfolio management, 8, 40-43.

107. Madura, J. 2014. Financial markets and institutions, Nelson Education.

108. Martin, P. 1975. Analysis of the Impact of Competitive Rates on the Liquidity

of NYSE Stocks. Economic Staff Paper, 75.

109. Miller, R. L. và VanHoose, D. D. 2001. Money, banking and financial markets,

South-Western Pub.

110. Mishkin, F. S. 2013. The economics of money, banking, and financial markets,

Pearson education.

111. Mishkin, F. S. 2001. The transmission mechanism and the role of asset prices

in monetary policy. National bureau of economic research.

112. Mousa, R. A. A. 2016. The Impact of Macroeconomic Variables on Amman

Stock Exchange (ASE) Liquidity Measurements.

113. O'hara, M. 1995. Market microstructure theory, Blackwell Cambridge, MA.

114. Patelis, A. D. 1997. Stock return predictability and the role of monetary policy.

Journal of finance, 1951-1972.

115. Pearce, D. K. và Roley, V. V. 1983. The reaction of stock prices to unanticipated

changes in money: A note. The Journal of Finance, 38, 1323-1333.

142

116. Pesando, J. E. 1974. The supply of money and common stock prices: Further

observations on the econometric evidence. The Journal of Finance, 29, 909-

921.

117. Raghavan, M. và Dungey, M. 2015. Should ASEAN-5 monetary policy-makers

act pre-emptively against stock market bubbles? Applied Economics, 47, 1086-

1105.

118. Rigobon, R. và Sack, B. 2001. Measuring the reaction of monetary policy to the

stock market. National Bureau of Economic Research.

119. Rigobon, R. 2002. THE IMPACT OF MONETARY POLICY ON ASSET

PRICES

120. Rigobon, R. và Sack, B. 2004. The impact of monetary policy on asset prices.

Journal of Monetary Economics, 51, 1553-1575.

121. Rogalski, R. J. và Vinso, J. D. 1977. Stock returns, money supply and the

direction of causality. The Journal of finance, 32, 1017-1030.

122. Rozeff, M. S. 1974. Money and stock prices: Market efficiency and the lag in

effect of monetary policy. Journal of financial Economics, 1, 245-302.

123. Schabert, A. 2001. Interest rate policy and the price puzzle in a quantitative

business cycle model. Reihe Ökonomie/Economics Series, Institut für Höhere

Studien (IHS).

124. Schwert, G. W. 1989. Why does stock market volatility change over time? The

journal of finance, 44, 1115-1153.

125. Sensoy, A. 2016. Commonality in liquidity: Effects of monetary policy and

macroeconomic announcements. Finance Research Letters, 16, 125-131.

126. Seong, L. M. 2013. Transmission of monetary policy to the stock exchange:

Further evidence from Singapore. Interdisciplinary Journal of Contemporary

Research in Business, 5.

143

127. Sims, C. A. 1991. Empirical analysis of macroeconomic time series: VAR and

structural models: by Michael P. Clements and Grayham E. Mizon. European

Economic Review, 35, 922-932.

128. Smirlock, M. và Yawitz, J. 1985. Asset returns, discount rate changes, and

market efficiency. The Journal of Finance, 40, 1141-1158.

129. Söderberg, J. 2008. Do macroeconomic variables forecast changes in liquidity?

An out-of-sample study on the order-driven stock markets in Scandinavia.

Centre for Labour Market Policy Research (CAFO), School of Business and

Economics, Linnaeus University.

130. Stoica, O. và Diaconașu, D.-E. 2012. Monetary Policy and Stock Markets

Evidence from EU Countries. Communications of the IBIMA, 2012, 1-11.

131. Tang, Y.;Luo, Y.;Xiong, J.;Zhao, F. và Zhang, Y.-C. 2013. Impact of monetary

policy changes on the Chinese monetary and stock markets. Physica A:

Statistical Mechanics and its Applications, 392, 4435-4449.

132. Thanh, N. H. 2014. Monetary transmission mechanism analysis in a small, open

economy: the case of Vietnam.

133. Thorbecke, W. 1997. On stock market returns and monetary policy. The Journal

of Finance, 52, 635-654.

134. Yoshino, N.;Taghizadeh Hesary, F.;Hassanzadeh, A. và Prasetyo, A. D. 2014.

Response of stock markets to monetary policy: An Asian stock market

perspective.

135. Yusof, R. M. và AbdulMajid, S. 2007. Stock market volatility transmission in

Malaysia: Islamic versus conventional stock market. Islamic Economics, 20.

144

PHỤ LỤC

PHỤ LỤC A: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP CỦA MÔ HÌNH SVAR

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình A.1 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình SVAR

Bảng A.1 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình SVAR

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Lags LM-Stat Prob

1 34.56258 0.0964

2 24.10029 0.5136

3 29.12778 0.2586

4 29.84784 0.2300

5 31.98897 0.1583

145

18.66107 6 0.8131

20.29513 7 0.7312

25.89887 8 0.4130

33.84692 9 0.1112

16.11888 10 0.9112

Probs from chi-square with 25 df.

146

PHỤ LỤC B

VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests

Date: 05/22/17 Time: 14:01

Sample: 2002M01 2016M12

Included observations: 178

Dependent variable: IP

Excluded

Chi-sq

Prob.

CPI

1.972457

0.3730

16.18039

0.0003

1.324776

0.5156

LNVNI

18.70077

0.0001

All

31.49056

0.0001

Dependent variable: CPI

Excluded

Chi-sq

Prob.

0.353304

0.8381

14.86870

0.0006

17.75987

0.0001

LNVNI

2.576917

0.2757

All

48.28648

0.0000

Dependent variable: M2

Excluded

Chi-sq

Prob.

16.28487

0.0003

CPI

16.28563

0.0003

2.710113

0.2579

LNVNI

4.642226

0.0982

All

47.76317

0.0000

Dependent variable: IR

KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ GRANGER VÀ KẾT QUẢ HỒI QUY MÔ HÌNH SVAR

Prob.

Excluded

Chi-sq

0.7913

0.468034

0.0019

CPI

12.53857

0.0227

7.571937

0.1481

LNVNI

3.820162

0.0000

All

34.16549

Dependent variable: LNVNI

Prob.

Excluded

Chi-sq

0.6646

0.817160

0.1700

CPI

3.543846

0.4833

1.454330

0.8966

0.218378

0.4773

All

7.563099

Structural VAR Estimates

Date: 05/26/17 Time: 08:44

Sample (adjusted): 2002M04 2016M12

Model: Ae = Bu where E[uu']=I

Restriction Type: short-run pattern matrix

A =

C(5)

C(1)

C(6)

C(8)

C(9)

C(2)

C(11)

C(16)

C(3)

C(12)

C(14)

C(7)

C(10)

C(4)

C(13)

C(15)

C(17)

B =

C(18)

C(19)

C(20)

C(21)

C(22)

C(23)

C(24)

147

Coefficient

Std. Error

z-Statistic

Prob.

C(1)

-5.258834

5.511905

-0.954086

0.3400

C(2)

-2.099572

1.778810

-1.180324

0.2379

C(3)

1.889856

1.099235

1.719247

0.0856

C(4)

-5.080382

5.864415

-0.866307

0.3863

C(5)

-0.026361

0.073782

-0.357280

0.7209

C(6)

-0.009437

0.006860

-1.375535

0.1690

C(7)

-0.104286

0.077123

-1.352209

0.1763

C(8)

0.007748

0.006969

1.111821

0.2662

C(9)

0.053863

0.022026

2.445408

0.0145

C(10)

-0.105876

0.079953

-1.324236

0.1854

C(11)

0.019726

0.223683

0.088188

0.9297

C(12)

-0.089877

0.117474

-0.765081

0.4442

C(13)

1.433462

0.841906

1.702638

0.0886

C(14)

-0.232225

0.250554

-0.926847

0.3540

C(15)

-0.067326

0.317111

-0.212311

0.8319

C(16)

0.987278

0.864534

1.141977

0.2535

C(17)

-0.751966

0.608777

-1.235207

0.2168

C(18)

0.108323

0.005757

18.81489

0.0000

C(19)

8.092346

0.430103

18.81489

0.0000

C(20)

7.943456

0.422190

18.81489

0.0000

C(21)

0.738330

0.039242

18.81489

0.0000

C(22)

2.127994

0.365487

5.822347

0.0000

C(23)

1.156934

0.240793

4.804677

0.0000

C(24)

8.256151

0.438809

18.81489

0.0000

Log likelihood

-2544.433

LR test for over-identification:

Chi-square(4)

19.09077

Probability

0.0008

Estimated A matrix:

1.000000

0.000000

1.000000

0.000000

-5.258834

-0.026361

1.000000

0.000000

-0.009437

0.007748

1.000000

0.000000

-2.099572

0.000000

0.053863

0.019726

1.000000

0.987278

0.000000

1.889856

0.000000

-0.089877

-0.232225

1.000000

0.000000

-5.080382

-0.104286

-0.105876

1.433462

-0.067326

-0.751966

1.000000

Estimated B matrix:

148

0.108323

0.000000

8.092346

0.000000

7.943456

0.000000

0.738330

0.000000

2.127994

0.000000

1.156934

0.000000

8.256151

149

150

PHỤ LỤC C: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP CỦA CÁC MÔ HÌNH VAR

Mô hình VAR01: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, Zerost)

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình C.1 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR01

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order

Date: 06/04/17 Time: 22:24

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

50.84430

0.0515

57.99486

0.0115

56.05714

0.0177

26.59971

0.8732

36.88104

0.4280

36.15767

0.4613

42.51083

0.2110

34.33022

0.5481

55.05473

0.0219

34.20901

0.5540

Bảng C.1 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR01

151

Mô hình VAR02: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, TVt)

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình C.2 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR02

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Date: 06/08/17 Time: 15:58

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

33.46393

0.5898

37.10378

0.4179

33.22543

0.6013

30.22571

0.7392

39.52934

0.3152

23.58331

0.9447

36.75914

0.4335

26.96627

0.8619

34.89142

0.5212

30.30177

0.7359

Bảng C.2 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR02

152

Mô hình VAR03: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, LRt)

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình C.3 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR03

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Date: 06/09/17 Time: 13:47

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

55.36516

0.0205

36.27416

0.4559

40.64152

0.2733

29.57146

0.7667

45.10875

0.1420

23.58822

0.9446

48.71271

0.0767

35.69434

0.4830

31.56093

0.6797

38.73783

0.3472

Probs from chi-square with 36 df.

Bảng C.3 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR03

153

Mô hình VAR04: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, Turnovert)

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình C.4 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR04

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Date: 06/09/17 Time: 13:51

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

52.44945

0.0376

44.11840

0.1659

29.88461

0.7537

34.08776

0.5598

54.94263

0.0225

36.20201

0.4592

39.84119

0.3031

31.48950

0.6830

35.55941

0.4894

29.23210

0.7805

Probs from chi-square with 36 df.

Bảng C.4 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR04

154

Mô hình VAR05: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, MLIt)

Hình C.5 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR05

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, VNIt)

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Date: 06/09/17 Time: 13:54

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

50.87456

0.0512

48.62354

0.0779

31.02783

0.7039

33.49677

0.5882

38.79110

0.3450

20.16100

0.9847

44.69940

0.1515

43.14017

0.1924

39.35659

0.3220

37.23006

0.4122

Bảng C.4 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR04

155

Mô hình VAR06: Yt = f(IPt, CPIt, M2t, IRt, SRt, AILLIQt)

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

1.5

1.0

0.5

0.0

-0.5

-1.0

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

Hình C.6 Kết quả kiểm định nghiệm đa thức nghịch đảo mô hình VAR06

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Date: 06/09/17 Time: 13:59

Sample: 2002M01 2016M12

Lags

LM-Stat

Prob

55.05542

0.0219

36.05298

0.4662

38.37061

0.3625

29.67738

0.7624

55.85212

0.0185

28.18201

0.8207

46.50083

0.1129

26.09462

0.8878

32.13945

0.6528

36.71375

0.4356

Probs from chi-square with 36 df.

Bảng C.6 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi của phần dư mô hình VAR06

156

PHỤ LỤC D: CÁC VĂN BẢN QUYẾT ĐỊNH LÃI SUẤT TÁI CHIẾT KHẤU

VÀ TÁI CẤP VỐN CỦA NHNN GIAI ĐOẠN 2002 - 2016

Văn bản quyết định

Ngày áp dụng

Lãi suất tái chiết khấu (%)

4,5%

496/QĐ-NHNN

18-03-2014

1073/QĐ-NHNN

13-05-2013

643/QĐ-NHNN 25/3/2013

26-03-2013

2646/QD-NHNN

24-12-2012

1289/QĐ-NHNN 29/6/2012

01-07-2012

1196/QĐ-NHNN 8/6/2012

11-06-2012

10%

1081/QĐ-NHNN 25/5/2012

28-05-2012

11%

693/QĐ-NHNN 10/4/2012

11-04-2012

12%

407/QĐ-NHNN 12/3/2012

13-03-2012

13%

929/QĐ-NHNN 29/4/2011

01-05-2011

12%

379/QĐ-NHNN 8/3/2011

08-03-2011

447/TB-NHNN 29/11/2010

01-12-2010

2620/QĐNHNN 05/11/2010

05-11-2010

402/TB-NHNN 27/10/2010

01-11-2010

352/TB-NHNN 27/9/2010

01-10-2010

316/TB-NHNN 25/8/2010

01-09-2010

316/TB-NHNN 25/08/2010

01-09-2010

220/TB-NHNN 24/06/2010

10-08-2010

259/TB-NHNN 27/7/2010

01-08-2010

189/TB-NHNN 31/5/2010

01-06-2010

26/TB-NHNN 26/01/2010

01-02-2010

2664/QĐ-NHNN 25/11/2009

01-12-2009

5,0%

2232/QĐ-NHNN

01-10-2009

837/QĐ-NHNN 10/4/2009

10-04-2009

6,0%

173/QĐ-NHNN 23/1/2009

01-02-2009

7.5%

3159/QĐ-NHNN 19/12/2008

22-12-2008

9,0%

2949/QĐ-NHNN 3/12/2008

05-12-2008

10%

2810/QĐ-NHNN

21-11-2008

2561/QĐ-NHNN 3/11/2008

11%

05-11-2008

2318/QĐ-NHNN 20/10/2008

12.0%

21-10-2008

1316/QĐ-NHNN 10/6/2008

13,0%

11-06-2008

1099/QĐ-NHNN 16/05/2008

11,0%

19-05-2008

1098/QĐ-NHNN 16/5/2008

11,0%

19-05-2008

306/QĐ-NHNN 30/1/2008

6.0%

01-02-2008

1746/QĐ-NHNN 1/12/2005

4,5%

01-12-2005

316/QĐ-NHNN 25/3/2005

4,0%

01-04-2005

20/QĐ-NHNN 07/01/2005

3,5%

15-01-2005

832/QĐ-NHNN 30/7/2003

3,0%

01-08-2003

242/2001/QĐ-NHNN 29/03/2001

4,8%

01-04-2001

157

Văn bản quyết định

Ngày áp dụng

Lãi suất tái cấp vốn (%)

6,5%

496/QĐ-NHNN

18-03-2014

1073/QĐ-NHNN

13-05-2013

643/QĐ-NHNN 25/3/2013

26-03-2013

2646/QD-NHNN

24-12-2012

1289/QĐ-NHNN 29/6/2012

10%

01-07-2012

1196/QĐ-NHNN 8/6/2012

11%

11-06-2012

1081/QĐ-NHNN 25/5/2012

12%

28-05-2012

693/QĐ-NHNN 10/4/2012

13%

11-04-2012

407/QĐ-NHNN 12/3/2012

14%

13-03-2012

2210/QĐNHNN 06/10/2011

15%

10-10-2011

929/QĐ-NHNN 29/4/2011

14%

01-05-2011

692/QĐ-NHNN 31/3/2011

13%

01-04-2011

379/QĐ-NHNN 8/3/2011

12%

08-03-2011

271/QĐNHNN 17/02/2011

11%

17-02-2011

447/TB-NHNN 29/11/2010

01-12-2010

2620/QĐNHNN 05/11/2010

05-11-2010

402/TB-NHNN 27/10/2010

01-11-2010

352/TB-NHNN 27/9/2010

01-10-2010

316/TB-NHNN 25/8/2010

01-09-2010

259/TB-NHNN 27/7/2010

01-08-2010

220/TB-NHNN 24/06/2010

01-07-2010

189/TB-NHNN 31/5/2010

01-06-2010

26/TB-NHNN 26/01/2010

01-02-2010

2664/QĐ-NHNN 25/11/2009

01-12-2009

2232/QĐ-NHNN

7,0%

01-10-2009

837/QĐ-NHNN ngày 10/4/2009

10-04-2009

173/QĐ-NHNN 23/1/2009

8,0%

01-02-2009

3159/QĐ-NHNN 19/12/2008

9.5%

22-12-2008

2949/QĐ-NHNN 03/12/2008

11,0%

05-12-2008

2810/QĐ-NHNN 20/11/2008

12,0%

21-11-2008

2561/QĐ-NHNN 03/11/2008

13,0%

05-11-2008

2318/QĐ-NHNN 20/10/2008

14,0%

21-10-2008

1316/QĐ-NHNN 10/06/2008

15,0%

11-06-2008

1099/QĐ-NHNN 16/05/2008

13,0%

19-05-2008

306/QĐ-NHNN 30/01/2008

7,5%

01-02-2008

1746/QĐ-NHNN 01/12/2005

6,5%

01-12-2005

316/QĐ-NHNN 25/03/2005

6,0%

01-04-2005

20/QĐ-NHNN 07/01/2005

5,5%

15-01-2005

833/QĐ-NHNN 30/7/2003

5,0%

01-08-2003

552/2003/QĐ-NHNN 30/05/2003

6,0%

01-06-2003

131/2003/QĐ-NHNN 17/02/2003

6,6%

01-03-2003

839/2001/QĐ-NHNN 29/06/2001

4,8%

01-07-2001

243/2001/QĐ-NHNN 29/03/2001

5,4%

01-04-2001

158