Biển động giá dầu thế giới và thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH TRẦN THỊ MINH PHƯƠNG BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU THẾ GIỚI VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ TPHCM, NĂM 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH TRẦN THỊ MINH PHƯƠNG BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU THẾ GIỚI VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn “Biến động giá dầu giới Thị trường chứng khốn Việt Nam” cơng trình nghiên cứu tơi Ngồi tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn, cam đoan số liệu kết nghiên cứu luận văn chưa công bố sử dụng hình thức TP Hồ Chí Minh, ngày 22 tháng 10 năm 2013 Tác giả Trần Thị Minh Phương MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH VẼ TĨM LƯỢC GIỚI THIỆU CHUNG TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY .6 PHƯƠNG PHÁP, MÔ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 13 3.1 Phương pháp, mơ hình nghiên cứu 13 3.1.1 Giới thiệu mô hình tự hồi quy - VAR 13 3.1.2 Phương pháp ước lượng mơ hình VAR 14 3.1.3 Một số vấn đề xây dựng mơ hình VAR 14 3.1.4 Mơ hình VAR kiểm định mối quan hệ nhân tố 15 3.2 Cơ sở liệu 16 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 21 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 21 4.2 Xác định độ trễ tối ưu mơ hình 24 4.3 Phân tích đồng liên kết đa biến Johansen 26 4.4 Kết mơ hình VAR 29 4.5 Kiểm định nhân Granger 34 4.6 Kiểm định ổn định mơ hình 37 4.7 Phân tích phân rã phương sai 39 4.8 Hàm phản ứng đẩy tổng quát 41 KẾT LUẬN .45 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT BP: Công ty gas xăng dầu quốc tế DF-GLS (Modified Dickey – Fuller): Kiểm định ADF hiệu chỉnh Eview (Econometric Views): Phần mềm thống kê EIA (U.S Energy information administration): Cơ quan quản lý thông tin lượng Mỹ PP: Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips Perron R (Interest rate): Lãi suất Stata (Statistics and data): Phần mềm thống kê TTCK: Thị trường chứng khoán VAR (Vector autoregressions): Phương pháp vectơ tự hồi quy VECM (Vector error correction model): Mơ hình vectơ hiệu chỉnh sai số VN-INDEX (Việt Nam Stock Index): Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam JJ: phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen Juselius DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1.Tình hình tiêu thụ nhập xăng dầu Việt Nam từ năm 2005 đến 2013 Bảng Bảng tóm tắt kỳ vọng tương quan nhân tố với TTCK Bảng Thống kê quy mơ sàn chứng khốn Bảng Bảng tóm tắt liệu nghiên cứu Bảng Kết kiểm định nghiệm đơn vị Bảng Kết xác định độ trễ tối đa mơ hình Bảng Kết xác định độ trễ tối ưu kiểm định loại trừ Wald Bảng Kết kiểm định đồng liên kết Johansen Bảng Kết mơ hình VAR Bảng 10 Kết mơ hình VAR giai đoạn thứ Bảng 11 Kết mơ hình VAR giai đoạn thứ hai Bảng 12 Kết kiểm định nhân Granger Bảng 13 Kết kiểm định tính ổn định mơ hình Bảng 14 Kết phân tích phân rã phương sai Bảng 15 Kết phân tích phản ứng đẩy DANH MỤC HÌNH VẼ Đồ thị 1: Diễn biến số VN Index giá dầu từ năm 2005 đến năm 2013 Đồ thị 2: Đồ thị biểu diễn liệu chuỗi thời gian biến Đồ thị 3: Kết phân tích phản ứng đẩy Biểu đồ 1: Biểu đồ vịng trịn đơn vị TĨM LƯỢC Nghiên cứu nhằm mục đích phân tích tác động cú sốc giá dầu giới đến thị trường chứng khoán Việt Nam với liệu lãi suất tỷ giá hối đoái xem nhân tố thêm vào Giá cổ phiếu, giá dầu giới, tỷ giá hối đoái lãi suất hàng ngày lấy từ ngày 26/07/2005 đến ngày 25/09/2013 Kết kiểm định đồng liên kết JJ cho thấy khơng có mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán, giá dầu tỷ giá hối đoái Ngược với kỳ vọng lý thuyết, kết mơ hình VAR cho thấy giá chứng khoán biến động chiều với giá dầu giới, nhiên mức biến động nhỏ Phân tích phân rã phương sai hàm phản ứng xung thể cú sốc giá chứng khoán chịu tác động chủ yếu giá trị khứ Nghiên cứu giai đoạn trước sau năm 2010 cho thấy việc giảm nhập dầu Việt Nam làm giảm tác động giá dầu giới đến thị trường chứng khoán nước, kết có ý nghĩa việc đưa gợi ý sách nhằm ổn định phát triển TTCK nước PHẦN I: GIỚI THIỆU CHUNG Lý chọn đề tài: Kể từ cú sốc giá dầu năm 1973-1974, giới có nhiều nghiên cứu tìm hiểu mối quan hệ cú sốc giá dầu biến kinh tế vĩ mô Nghiên cứu James Hamilton (1983), Chaudhuri Daniel (1998), Greene, Jones Leiby (1998), Sadorsky (1999) tác động biến động giá dầu đến kinh tế Mỹ cho thấy giá dầu có ảnh hưởng không giống đến biến kinh tế vĩ mô Nghiên cứu Sadorsky (2001) kinh tế Canada, nghiên cứu Faff Brailsford (1999) kinh tế Úc cho thấy có tác động đáng kể giá dầu đến biến kinh tế vĩ mô Ngược lại, nghiên cứu Huang đồng (1996) khơng tìm thấy mối liên hệ đáng kể giá dầu tương lai hàng ngày với tỷ suất sinh lời TTCK Mỹ Trong nghiên cứu Shigeki Ono (2011) quốc gia lại cho thấy tỷ suất sinh lợi TTCK có phản ứng chiều với giá dầu Trung Quốc, Ấn Độ Nga khơng có phản ứng Brazil Hầu hết nghiên cứu cho thấy tác động cú sốc giá dầu dường lớn đáng kể quốc gia nhập dầu, đặc biệt nước có khung sách yếu, nguồn dự trữ ngoại tệ yếu, trình thị vốn quốc tế bị hạn chế Việt Nam nước phát triển, nguồn trữ ngoại tệ nhìn chung cịn yếu cán cân thương mại thường xuyên tình trạng thâm hụt, mặt khác nhu cầu sử dụng sản phẩm từ dầu mỏ ngày tăng, không ngắn hạn mà dài hạn bùng nổ dân số, ngành công nghiệp tiếp tục phát triển, đặc biệt tăng tốc ngành giao thông nhu cầu lại ngày nhiều…vì xăng dầu đóng vai trò quan trọng kinh tế Là nước xuất dầu thô, nhập dầu tinh để phục vụ cho hoạt động nước Trước năm 2009 Việt Nam nhập 100% lượng xăng dầu cho nhu cầu tiêu thụ nước Năm 2009 số nhà máy lọc dầu xây dựng vào hoạt động nhà máy lọc dầu Dung Quất, nhà máy lọc dầu Nghi Sơn góp phần giảm lượng xăng dầu nhập Việt Nam Tuy nhiên nhà máy lọc dầu cung cấp khoảng 30% nhu cầu sử dụng nước Để đáp ứng nhu cầu phát triển kinh tế, Việt Nam phải nhập khoảng 70% lượng xăng dầu cho nhu cầu tiêu thụ nên giá xăng dầu nội địa phụ thuộc lớn vào thị trường xăng dầu giới Bảng 1.Tình hình tiêu thụ nhập xăng dầu Việt Nam từ năm 2005 đến 2012 Năm 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Khối lượng tiêu dùng (ngàn thùng/ngày) 258 254 283 300 304 329 358 361 Khối lượng tiêu dùng (triệu tấn) 12,2 12 13,3 14,1 14,1 15,1 16,5 16,6 Khối lượng nhập (ngàn thùng/ngày) 250 254 268 296,4 291,8 236,7 227 Khối lượng nhập (triệu tấn) 11,3 11 12,55 12,85 13 9,85 10,67 9,2 Nguồn: Tổng Cục Thống kê, U.S.Energy Information Admination, BP Statistic Mặc dù lượng nhập xăng dầu cho tiêu dùng nước Việt Nam năm gần giảm theo thống kê tổ chức BP, nhu cầu tiêu thụ xăng dầu Việt Nam tăng trung bình 5%/năm từ năm 2005 đến năm 2012 Đây mức cao so với giới mức tăng trưởng tiêu thụ xăng dầu giới trung bình từ năm 2005 đến 2012 0,92%/năm, khối nước Châu Á Thái Bình Dương 2,8%/năm Với việc tiêu thụ xăng dầu ngày nhiều tăng cao nên giá xăng dầu giới biến động dễ gây bất lợi cho quốc gia có lượng nhập xăng dầu lớn nói chung Việt Nam nói riêng Tuy nhiên, Việt Nam có nguồn thu ngoại tệ từ việc xuất dầu thô nên giá xăng dầu giới biến động có tác động tích cực cho khoản thu Vì biến động giá xăng dầu giới tác động đến kinh tế Việt Nam, tác động nhiều hay tác động tích cực hay tiêu cực? Mặt tăng đối thoại với quốc gia xuất dầu lửa để tăng cường hợp tác đa phương tối thiểu hóa cú sốc giá dầu gây ảnh hưởng bất lợi đến kinh tế nước Ổn định nguồn dự trữ ngoại tệ để tiếp tục ổn định tỷ giá hối đối, phát triển cơng cụ phái sinh liên quan đến thị trường ngoại hối: Tỷ giá hối đối cơng cụ hữu hiệu Chính phủ việc điều hành sách tiền tệ nhằm đạt số mục tiêu thời kỳ định Việc tăng tỷ giá để khuyến khích xuất gây tác động xấu doanh nghiệp nước có nguồn nhiên liệu đầu vào chủ yếu hàng nhập khẩu, tăng rủi ro cho doanh nghiệp có vay nợ ngoại tệ Vì Chính phủ Việt Nam cần tăng cường ổn định nguồn dự trữ ngoại tệ để ổn định tỷ giá nước, điều chỉnh tỷ giá nhằm tăng cường xuất phải đặt lợi ích chung tổng thể kinh tế nhằm hạn chế ảnh hưởng xấu đến doanh nghiệp phụ thuộc lớn vào nguồn ngoại tệ Bên cạnh đó, Chính phủ Việt Nam cần phát triển thị trường tài chính, đặc biệt thị trường cơng cụ phái sinh hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn tỷ giá để vấn đề cung cầu ngoại tệ không gây trở ngại đến kết hoạt động doanh nghiệp, góp phần giúp cho kết hoạt động chứng khoán doanh nghiệp phát triển ổn định 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu Cũng nghiên cứu khác, nghiên cứu có số hạn chế Trước hết liệu nghiên cứu TTCK Việt Nam đời từ năm 2000 liệu lãi suất liên ngân hàng thống kê đến năm 2005 nên chưa thể đầy đủ diễn biến tác động biến với kể từ TTCK hình thành Vì sử dụng liệu mở rộng liệu lãi suất cho vay lãi suất huy động cho kết tốt hơn, đặc biệt kiểm định mối quan hệ dài hạn Thứ hai, nghiên cứu tập trung vào tác động giá dầu đến giá chứng khoán công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khốn TPHCM Mặc dù chứng khốn cơng ty niêm yết Sở giao dịch TPHCM đại diện tốt cho TTCK Việt Nam, nhiên thực nghiên cứu Sở giao dịch chứng khoán TPHCM Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội cho kết luận có tính khái quát tốt TTCK Việt Nam Thứ ba, nghiên cứu tập trung vào xem xét tác động biến giá dầu giới, tỷ giá hối đoái danh nghĩa VNĐ/USD lãi suất mà chưa xem xét đến yếu tố khác như: đầu tư nước ngoài, số sản xuất công nghiệp, lạm phát, yếu tố nội công ty v.v nên chưa thể rõ TTCK chịu tác động chủ yếu nhân tố Việc đưa thêm biến vi mô vĩ mô khác vào nghiên cứu giúp nhà đầu tư có nhìn tổng quan tốt TTCK Việt Nam lý giải lý giá chứng khoán nước lại biến động chiều với biến động giá dầu giới TÀI LIỆU THAM KHẢO  Tài liệu nước Bùi Kim Yến Nguyễn Minh Kiều, 2009 Giáo trình Thị trường Tài Nhà Xuất Thống kê Bùi Văn Vinh, 2011 Mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khốn Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Dương Văn Cường, 2011 Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mơ đến số giá chứng khốn Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Phạm Quang Tín, 2011 Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán niêm yết Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Phan Thị Bích Nguyệt Phạm Dương Phương Thảo, 2013 Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khốn Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 8, trang 34-41 Phạm Thị Kim Cúc, 2012 Phân tích nhân tố ảnh hưởng tới giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Ứng dụng mơ hình vecto tự hồi quy VAR kiểm định dự báo thực trạng lạm phát Việt Nam Cơng trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ - năm 2011” Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh  Tài liệu nước ngồi: Aggarwal, R., 1981, “Exchange Rates and Stock Prices: A Study of U.S Capital Market under Floating Exchange Rates,” Akron Business and Economic Review, – 12 Arango, Luis E., Gonzalez, A., and Posada, C.E., 2002 Returns and interest rate: A nonlinear relationship in the Bogotá stock market‟ Applied Financial Economics, 12(11): 835 - 42 Basher, S A and P Sardosky, 2006 Oil Price Risk and Emerging Stock Markets Global Finance Journal, 17(2): 224-251 Chaudhuri, K., Daniel, B.C., 1998 Long-run equilibrium real exchange rates and oil prices Economics Letters 58, 231-238 Faff, R., Brailsford, T.J., 1999 Oil price risk and the Australian stock market Journal of Energy Finance and Development, 49: 69-87 Greene, David L., Donald W Jones and Paul N Leiby, 1998 The Outlook for U.S Oil Dependence, Energy Policy, 26(1): 55-69 Hamilton D James, 1983 Oil and the macroeconomy since World War II Journal of Political Economy, 91(2): 228 – 248 Hamilton, James D & Susmel, R., 1994 Autoregressive conditional heteroskedasticity and changes in regime Journal of Econometrics, 64(1-2): 307-333 Huang, R.D., Masulis, R.W., Stoll, H.R, (1996) Energy Shocks and Financial Markets, Journal of Futures Markets, 16: 1-27 10 Ibrahim, M., & Aziz, M, (2003) Macroeconomic variables and the Malaysian equity market: A rolling through subsamples Journal of Economic Studies, 30(1): - 27 11 Joseph, N (2002) Modelling the impacts of interest rate and exchange rate changes on UK Stock Returns Derivatives Use, Trading & Regulation,7(4): 306 - 323 12 Kaneko, T., Lee, B.S., 1995 Relative importance of economic factors in the U.S and Japanese stock markets Journal of the Japanese and International Economies, 9: 290-307 13 Narayan K Paresh and Narayan Seema, 2010 Modelling the impact of oil prices on Vietnam’s stock prices Applied energy, 87(1): 356 - 361 14 Ono,S., 2011 Oil price shocks and stock markets in BRICs The European Journal of Comparative Economics, 8(1): 29 – 45 15 Rahman, M.L and Uddin, J., 2009 Dynamic relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from three South Asian coutries International business research, 2(2): 167 – 174 16 Sadorsky, P., 2001 Risk factors in stock returns of Canadian oil and gas companies Energy economics, 23(1): 17 - 28 17 Sadorsky, P., 1999 Oil price shocks and stock market activity Energy Economics 21(5): 449-469 18 Tran Huu Nghi, 2010 Oil prices anh stock returns: Evidence from Vietnamese Petroleum and transportation industries.M.Econ Thesis University of Economics Ho Chi Minh City 19 Vygodina, A V (2006) Effects of size andinternational exposure of the US firms on the realtionship between stock prices and exchange rates Global Finance Journal,17, 214-223 20 Uddin, M.G S and Alam, M M, 2007 The impacts of interest rate on stock prices: Empirical evidence from Dhaka stock exchange South Asian journal of management and sciences, 1(2): 123 – 132 PHỤ LỤC 62 PHƯƠNG TRÌNH CỦA CÁC BIẾN KẾT QUẢ PHẦN CỊN LẠI CỦA MƠ HÌNH VAR D_ln_oil ln_vni LD L2D L3D L4D ln_oil LD L2D L3D L4D D_ln_ex ln_ex LD L2D L3D L4D ln_vni LD L2D L3D L4D ln_oil LD L2D L3D L4D r ln_ex LD L2D L3D L4D ln_vni LD L2D L3D L4D ln_oil LD L2D L3D L4D ln_ex LD L2D L3D L4D -.0404645 0330664 -1.22 0.221 -.1052734 0243444 -1.13 0.259 -.1050188 02825 1.09 0.275 -.0295937 -.0383844 0371258 0339978 0340412 1038452 -.0147904 0326048 -.0278253 0227943 -.0160659 02301 081732 0230192 -.0082953 02306 2950832 1328664 -.0001035 -.0054478 0014998 0001703 0051122 -.003739 0002059 -.0072319 -.0118154 -0.45 0.650 0491139 -.0786947 -1.22 0.222 0168508 -0.70 0.485 0290328 3.55 0.000 1268489 -0.36 0.719 0369014 -.0725013 -.0611646 0366151 -.053492 2317049 7492164 2320135 1.27 0.203 -.1590501 0.57 0.567 -.3218716 0032435 0062535 0033348 0010883 0033391 0080443 0031982 0064386 -0.03 0.975 -.0064606 -1.63 0.102 -.0119839 0.45 0.653 -.0050446 0.05 0.958 -.006098 2.29 0.022 0007299 -1.66 0.098 -.0081627 0.09 0.927 -.0042196 -3.20 0.001 -.0116652 -0.52 0.603 -.056361 0022359 0094944 002257 0006847 0022579 0046314 0022619 -.0027986 0227277 0327301 2771871 8874156 0.31 0.755 -1.462115 2.01649 -.9968039 9124117 -1.09 0.275 -2.785098 7914902 -.549769 913576 -0.60 0.547 -2.340345 1.240807 -.0380855 8750293 -0.04 0.965 -1.753111 1.67694 2276766 6117397 0.37 1.426664 535249 617528 6518517 7705361 10.75129 6177764 1.862671 6188691 1.983497 1.06 1.25 0.710 -.9713112 0.87 0.386 -.6750836 1.745582 0.291 -.5589678 0.213 -.4424249 6.218356 1.73 0.084 -1.436468 22.93904 -6.322164 6.226637 -1.02 0.310 -18.52615 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN TRONG GIAI ĐOẠN THỨ NHẤT  Kiểm định tính dừng biến giá chứng khốn giai đoạn thứ nhất: pperron ln_vni Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value 1% Critical Value -3.446 -1.710 1057 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4258  Kiểm định tính dừng biến giá dầu giai đoạn thứ nhất: pperron ln_oil Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = 1057 Newey-West lags = Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -5.927 -1.743 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4092  Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đối giai đoạn thứ nhất: pperron ln_ex Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) 1.754 1.242 Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value 1057 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.9963 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570  Kiểm định tính dừng biến lãi suất giai đoạn thứ nhất: pperron r Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = 1057 Newey-West lags = 1% Critical Value -5.952 -1.736 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4129  Kiểm định tính dừng biến giá chứng khốn sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: pperron d.ln_vni Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) -800.223 -24.648 Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value 1056 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000  Kiểm định tính dừng biến giá dầu sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: pperron d.ln_oil Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) -1084.385 -33.170 Number of obs = 1056 Newey-West lags = 1% Critical Value Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570  Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đoái sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: pperron d.ln_ex Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) -1177.296 -36.460 Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value 1056 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000  Kiểm định tính dừng biến lãi suất sai phân bậc giai đoạn thứ pperron d.r Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) -1237.543 -51.938 Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value 1056 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 PHỤ LỤC KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN TRONG GIAI ĐOẠN THỨ HAI  Kiểm định tính dừng biến giá chứng khốn giai đoạn thứ hai: pperron ln_vni Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value 1% Critical Value -10.987 -2.418 876 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1366  Kiểm định tính dừng biến giá dầu giai đoạn thứ hai: pperron ln_oil Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value -11.997 -2.431 876 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1330 Test Statistic Critical Value Z(rho) Z(t) -4.731 -2.305 MacKinnon approximate p- -20.700 -3.430 for Z(t) = 5% Critical Value -14.100 -2.860 10% Critical Value -11.300 -2.570  Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đoái giai đoạn thứ hai: pperron ln_ex Phillips-Perron test for unit root Number of obs = Newey-West lags = 87 Interpolated Dickey-Fuller Test Statistic Critical Value Z(rho) Z(t) -4.731 -2.305 MacKinnon approximate p- -20.700 -3.430 for Z(t) = 5% Critical Value -14.100 -2.860 10% Critical Value -11.300 -2.570  Kiểm định tính dừng biến lãi suất giai đoạn thứ hai: pperron r Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value -10.837 -2.264 876 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1837  Kiểm định tính dừng biến giá chứng khoán sai phân bậc giai đoạn thứ hai: pperron d.ln_vni Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = 875 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value -769.862 -25.599 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000  Kiểm định tính dừng biến giá dầu sai phân bậc giai đoạn thứ hai: Test Statistic Critical Value Z(rho) Z(t) -916.597 -30.595 MacKinnon approximate p- -20.700 -3.430 for Z(t) = 0.0000 5% Critical Value -14.100 -2.860 10% Critical Value -11.300 -2.570 pperron d.ln_oil Phillips-Perron test for unit root Number of obs = Newey-West lags = 875 Interpolated Dickey-Fuller Test Statistic Critical Value Z(rho) Z(t) -916.597 -30.595 MacKinnon approximate p- -20.700 -3.430 for Z(t) = 0.0000 5% Critical Value -14.100 -2.860 10% Critical Value -11.300 -2.570  Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đoái sai phân bậc giai đoạn thứ hai: pperron d.ln_ex Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value -793.274 -27.516 875 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000  Kiểm định tính dừng biến lãi suất sai phân bậc giai đoạn thứ hai: pperron d.r Phillips-Perron test for unit root Test Statistic Z(rho) Z(t) -1065.469 -53.429 Number of obs = Newey-West lags = 1% Critical Value 875 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value -20.700 -3.430 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 ... (2010) xem xét tác động giá dầu giới đến TTCK Việt Nam Việc giá chứng khoán nước biến động chiều với giá dầu giới giá chứng khoán nước chịu tác động yếu tố khác nhiều tác động giá dầu Theo tác giả... (2010) tác động giá dầu giới đến thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2000 – 2008 liệu hàng ngày Kết nghiên cứu hai tác giả cho thấy giá dầu giới, giá chứng khoán Việt Nam tỷ giá hối đoái... truyền dẫn vào giá chứng khoán trước cú sốc biến độc lập 3.2 Cơ sở liệu 3.2.1 Giới thiệu Thị trường chứng khoán Việt Nam Thị trường chứng khốn Việt Nam thị trường cịn non trẻ Bắt đầu hoạt động từ