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

PHƯƠNG PHÁP,MÔ HÌNH VÀDỮLIỆU NGHIÊN CỨU

Phươngpháp,mô hình nghiên cứu

DựatrênphươngphápnghiêncứuVARđượchầuhếtcáctácgiảnướcngoàisửdụngp hổbiếntrongphântíchtácđộngcủagiádầuđếnthịtrườngchứngkhoánở cácquốcgiakhácn hauvànghiêncứucủatácgiảBùiVănVinh(2011)vềphânt í c h cácnhântốtácđộngđếnTT CKViệtNam,tácgiảcũngsửdụngmôhìnhVARt r o n g nghiêncứunày.

Trongkinhtế,mốiquan hệgiữa các biếnsốkinhtếkhôngđơn thuầnchỉtheomộtchiều,biếnđộclập(biếngiảithích)ảnhhưởnglênbiếnphụthuộcmàbiếnp hụthuộccũngcóthểcóảnhhưởngngượclạilênbiếngiảithích.Dođótaphảixétảnhhưởngqu alạigiữacácbiếnnàycùngmộtlúc.Chínhvìthếmôhìnhkinhtếlượngđ ư avàotrongnghiê ncứukhôngphảilàmôhìnhmộtphươngtrìnhmàlàmôhìnhnhiều phươngtrình.

VARđượcsửdụngrấtphổbiếntrongnghiêncứuk i n h tếv ĩmôdohaitácgiảC h r i s t o p h e r Albert"Chris"Simsv à ThomasJ.S a r g e n t đưaravàđoạtgiảiNobelkinhtếvàonăm2 011.MôhìnhVARlàmộtmôh ì n h gồmnhiềuphươngtrình.VARlàsựkếthợpcủahaiphươ ngpháptựhồiquyđơnchiều(univariateautoregression–

AR)và hệphươngtrình ngẫunhiên(simultanousequations–

Phương pháp VAR (Vector Autoregression) là một công cụ mạnh mẽ trong phân tích kinh tế, cho phép ước lượng nhiều biến trong cùng một hệ thống Khác với phương pháp OLS (Ordinary Least Squares), VAR không yêu cầu phải kiểm soát cho tính nội sinh của các biến kinh tế, điều này rất quan trọng vì các biến kinh tế vĩ mô thường có mối quan hệ tương tác phức tạp Tính năng này giúp VAR trở thành phương pháp phổ biến trong nghiên cứu kinh tế vĩ mô, đặc biệt trong việc phân tích sự đồng liên kết (cointegration) theo mô hình của Engle và Granger (1983).

Môh ì n h V A R v ềcấut r ú c gồmnhiềuphươngt r ì n h (môh ì n h hệphươngtrìn h) vớicácđộtrễcủacácbiếnsố.VARlàmôhìnhđộngcủamộtsốbiếnthờig i a n MôhìnhV ARtổngquátvớihaichuỗithờigianXtv àYtvớiđộtrễpcódạngnhưsau:

LựachọnđộtrễphùhợpchocácbiếntrongmôhìnhdựatrêncácchỉtiêuphổbiếnnhưS chwarzBayes,AkaikehoặcLikelihoodratio.Kiểmtrađộtrễtốiđavàđộtrễcần loạibỏ. KiểmđịnhnhânquảGrangerđểxemxétcácbiếntrongmôhìnhcóquanhệnhânquả Granger vớinhauhaykhông.

KiểmđịnhsựổnđịnhcủamôhìnhVARbằngviệckiểmđịnhtínhdừngcủaphầndư.Nế uphầndưcủamôh ì n h l à dừngt h ì môh ì n h nhậnđượcp h ù hợpvớichuỗi thờigianvàngược lại.

BêncạnhnhữngưuđiểmnổitrộicủamôhìnhVARkhôngcầnxácđịnhbiếnn à o làbiến nộisinhvàbiếnnào làbiếnngoạisinhthìmôhìnhVARcònvướngphảimột sốhạnchếnhư:

1 KhixétđếnmôhìnhVARtaphảixét tínhdừngcủacácbiếntrongmôhình.Yêucầuđặtrakhitaư ớ clượngmôhìnhVARlàtấtcảc ác biếnphảidừng,nếut r o n g trườnghợpcácbiếnnàychưadừngthìtaphảilấysaiphânđểđảmb ảochuỗidừng.NếubiếnkhôngdừngthìviệcsửdụngmôhìnhVARsẽdẫnđếnkếtquảhồiq u y giảmạo.

2 Cóquánhiềuthamsốphảiướclượngnếumôhìnhcónhiềubiếnvớiđộtrễlớn.Giảsử môhìnhđangxemxétcókbiếnvàmỗibiếncópđộtrễđưavàotừngphươngtrình.Nhưvậys ốthamsốcầnướclượngcủamôhìnhsẽlàk+kxkxpthamsố.vídụmôhìnhcóbabiếnvớiđộtr ễlàtámthìsốthamsốcầnướclượngsẽl à 3+3x3x8u.

3 MôhìnhVARkhôngđolườngđượctácđộngcủakỳhiệntạigiữacácbiếnv ớinhaum àchỉđolườngđượctácđộngcủacácgiátrịquákhứđếngiátrịhiệntạigiữa các biến.

3.1.4.MôhìnhVAR kiểmđịnhmốiquanhệgiữa cácnhân tố ĐểđolườngtácđộngcủagiádầuđốivớiVNIndex,lãisuấtvàtỷgiáhối đoái,tácgiảthực hiệncácbướcsau:

- Kiểmđịnhtínhdừngcủa các chuỗi thời gian sửdụng trongmô hình.

- Đốivớicácchuỗikhôngdừngthìcóthểtồntạimốiquanhệđồngliênkếtt r o n g dài hạn.KhiđótácgiảsẽsửdụngphươngphápphântíchđồngliênkếtphổbiếnJohansenvàJus elius(JJ)dựatrêndữliệucácchuỗikhôngdừngđểđolườngmốiquanhệtrongdàihạn bằngmôhình:

- Nếuutdừngthìgiữacácbiếntồntạimốiquanhệđồngliênkết,khiđómôhìnhvecto rhiệuchỉnhsaisố(VECM)đượcsửdụngđểđolườngchiềuhướngvàmứcđộbiếnđộngcủagi áchứngkhoánđểquayvềtrạngtháicânbằngsaumộtsựt h a y đổi của biếnđộc lậpcóđồngliênkếtvớinó,môhìnhcụthểnhưsau:

Nếucácchuỗikhôngdừngkhôngcóđồngliênkếthaykhôngcómốiquanh ệtrongdàihạn,tác giảsẽtiếnhànhlấysaiphâncácchuỗikhôngdừngchođếnkhichuỗidừng.Khiđótácgiảứngd ụngmôhìnhVARcơbảnđểướclượngcáccúsốcgiá dầulêngiácổphiếu.MôhìnhVARcơbảnbậcpđược viết nhưsau:

Trongđó:jlàđộtrễcógiátrịtừ1đếnp α,β,δ,γ,σlà cáchệsốước lượngcủa mô hình εlàsaisốngẫu nhiên

Cuốicùng,tácgiảsẽphântíchphânrãphươngsainhằmdựbáovaitròcủacáccúsốc đốivớibiếnquansátvàhàmphảnứngđẩynhằmmôtảcơchếtruyềndẫnvàogiáchứngkhoántr ước các cú sốc của các biếnđộclập.

Cơsởdữliệu

3.2.1 Giới thiệuvềThịtrường chứng khoán ViệtNam

ThịtrườngchứngkhoánViệtNamlàmộtthịtrườngcòn khá nontrẻ.Bắtđầuhoạtđộngtừngày20/07/2000,trảiquahơnmườinămhoạtđộngthịtrườngch ứngkhoánViệtNamđ ãcóhaisàngiaodịchcổphiếuđượcniêmyếtlàSởgiaodịchchứngkhoá nTPHCM,SởGiaodịchChứngkhoánHàNộivàmộtsànUpcomcủacác chứng khoánchưaniêmyết.

Bảng 3 Thống kê quy môcácsàn chứngkhoán(Sốliệutínhđến24/08/20 13)

TronggiaiđoạnhơnmườinămtăngtrưởngvàpháttriểnTTCKViệtNamđãtrảiq u a n hữnggiaiđoạntăngtrưởngv à p h á t triểnmạnhmẽnhưngcũngcóg i a i đoạngặprấtnhiềukh ókhăn. Đồthị1: DiễnbiếnchỉsốVN Index và giá dầutừnăm 2005đếnnăm 2013

Nguồn:CôngtyChứngkhoánStockbiz,EIA ĐồthịchuỗithờigiancủachỉsốVNIndexvàgiádầuđượcbiểudiễntrongđ ồ thị1.T athấytronggiaiđoạntừnăm2005đến2013,chỉsốVNIndexvàgiádầubiếnđộngtheochiềuh ướngkhátươngđồngnhau.Cảhaiđềubiếnđộngtheochiều

18 hướngtăngtừnăm2005đếnnăm2007,sauđóchỉsốVNIndexgiảmmạnhtừcuốitháng12/2007từ9 87.96điểmxuống314.71điểmvàotháng12/2008,mấtkhoảng70%giátrịt r o n g năm2008.Tươ ngứngvớichỉsốVNIndex,trongnăm2008giádầuthếgiớibắtđầugiảmmạnhtừtháng06/2008từ1 33,88USD/thùngxuốngcòn41,12USD/ thùngvàot h á n g 12/2008,giảm70%giátrị.Sauđócảhaiđềubiếnđộngtheochiềuhướngtăngtr ởlại nhưng chỉsốVNI có mức biếnđộng ít hơngiádầu.

QuađồthịcóthểthấyTTCKViệtNamcóthểchịuảnhhưởngbởigiádầutheothờigian.Đểcó thểthấyrõhơntácđộngcủagiádầulênTTCKViệtNamlànhiềuhayít,tácđộngnàylàcùngchiềuha yngượcchiềutácgiảsẽtiếnhànhkiểmtrađịnhlượngmốiquanhệnày.

Dựa trên nghiên cứu của hai tác giả Narayan K Paresh và Narayan Seema (2010) về tác động của giá dầu thế giới đến thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2000 đến 2008, bài viết này mở rộng nghiên cứu từ năm 2005 đến 2013, với điểm nhấn là việc thêm biến lãi suất Nghiên cứu sẽ xem xét các yếu tố như lãi suất, tỷ giá hối đoái và mức cung tiền trong nước, nhằm đánh giá tác động của chúng đến thị trường chứng khoán Mặc dù dữ liệu về mức cung tiền hàng ngày không được thu thập, tác giả chỉ đưa vào hai biến lãi suất và tỷ giá hối đoái trong mô hình nghiên cứu Để có cái nhìn tổng quan và chính xác hơn về tác động của giá dầu đến thị trường chứng khoán Việt Nam, bài viết sẽ xem xét dữ liệu của các biến trong chuỗi thời gian dài với những biến động hàng ngày, nhằm phản ánh một cách liên tục và chính xác nhất tác động của các nhân tố này đến thị trường chứng khoán Việt Nam.

Dữliệutrongbàinghiêncứuđượctácgiảtậphợptừnhiềunguồnkhácnhau.Tấtcảdữliệuđượcthut hậplàcácquan sát hàng ngày từngày26/07/2005đến

USD.Dữliệuthuthậpbịgiớihạnbởidữliệulãisuấtliênngânhàng củaViệtNamchỉcós ẵnđếnngày 26/07/2005 Tổng cộngdữliệubaogồm1.935quansáthàngngày.

+Đốivớidữliệuvềgiácổphiếu,xétvềquymôgiátrịvốnhóathịtrường,thờigianhoạ tđộngđượcthểhiệntrongbảng3thìchỉsốVN-

Indexlàmđạidiệnchonhững biếnđộng của thịtrườngchứngkhoánViệt Nam.

Indexđượctácgiảt h u thậptrênwebsitecủaCôngtychứngkhoánStockbiztạihttp:// www.stockbiz.vn/,làgiáđóngcửahàngngàycủachỉsốVNItrênsàngiaodịchTPHCM.

Giá dầu được lựa chọn nghiên cứu là giá dầu thế giới do giá dầu trong nước đã được nhà nước quản lý nên không thể hiện được thực chất biến động của giá dầu trên thế giới Giá dầu thế giới được tác giả thu thập là giá dầu gia tăng của Mỹ lấy từ website của Cơ quan Quản lý Thông tin Năng lượng Mỹ (EIA) Bởi sự khác biệt về ngày nghỉ giữa hai nước nên một số ngày sẽ không có dữ liệu nghiên cứu tương ứng, khi đó tác giả sẽ loại bỏ những quan sát này Kết quả có khoảng 160 quan sát bị loại bỏ, số liệu này tương đối nhỏ so với tổng số 1.935 quan sát được lựa chọn nên sẽ không còn nhiều ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.

USDđượctácgiảthuthậptừwebsitecủaNgânhàngNhàn ướcViệtNam:http:// www.sbv.gov.vn.Tỷg i á đượclựachọnn g h i ê n cứulàtỷgiábángiaodịchhàngngàycủ acácNgânhàngthươngmạiViệtNam.

+Lãisuấttrongbàinghiêucứulàlãisuấtliênngânhàngkỳhạnmộtthángđượclấyh àngngàytừwebsitecủaNgânhàngNhànướcViệtNam:http://www.sbv.gov.vn.

Tấtcảdữliệuđượcchuyểnsangdạnglogaritcơsốtựnhiênđểổnđịnhsựbiếnđộng của dữliệu,riêngbiến lãi suấtkhônglấylog.

STT Tênbiến Kýhiệu Đơnvịtính Nguồn

1 Giá chứngkhoán VNI Điểm Stockbiz

2 Giá dầuthếgiới OIL USD/thùng EIA

3 Tỷgiá hốiđoái EX VNĐ/USD Ngân hàngNhànướcVN

KẾT QUẢNGHIÊN CỨU

Kiểmđịnh nghiệmđơnvị

Trongcácmôhìnhdựbáochuỗithờigianvàdựbáobằngphươngpháphồiquycácch uỗithờigianthìviệccácchuỗithờigiandừnghaykhôngdừngcóý nghĩarấtquantrọngtrongvi ệcchọnmôhìnhdựbáothíchhợp.Khisửdụngmôh ì n h VARthìtiêuchuẩncơbảnlàcácc huỗidữliệulàphảiđảmbảotínhdừngđểcó thểthực hiệncáckiểmđịnhtiếptheo. Đểxácđịnhtínhdừngcủacácbiến,tácgiảdựatrênkiểmđịnhnghiệmđơnv ịPPcủaP hillipsvàPeron(1988).GiảthiếtHocủakiểmđịnhPPlànghiệmđơnvịtồntạitrongkết quảtựhồiquycủa chuỗi thờigianhay biến không dừng Nếugiátrịp - valuecủakiểmđịnhlớnhơnαởcácmứcýnghĩa1%,5%hay10%tasẽchấpnhậngiảthiếtH0 h a ychuỗilàkhông dừng.

 Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngđối với biến giá chứng khoán:

 Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngđối với biến lãi suất:

Kếtquảkiểmđịnhtạimứcchothấychỉsốgiáchứngkhoán,giádầuvàtỷgiáh ốiđoáikh ôngdừngtạimứchayI(0)ởtấtcảcácmứcýnghĩa1%,5%và10%,biếnlãisuấtdừngtạimứcvớ imứcýnghĩa5%.Tiếptụclấysaiphânđốivớicácbiếnkhôngdừng kết quảnhưsau:

 Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngđối với sai phân bậc nhất giá chứngkhoán:

 Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngđối với sai phân bậc nhất giá dầu:

 Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngđối với sai phân bậc nhất tỷgiáhốiđoái:

Kếtquảsaiphậnbậcnhấtcủacácbiếnđềuchothấygiáchứngkhoán,giádầuvà tỷgiá hốiđoái dừng tạisai phânbậc nhất. Đồthị2:Đồthịbiểudiễndữliệu chuỗi thờigiancủa các biến

Xácđịnhđộtrễtốiưucủamôhình

Theođóđộtrễtốiđacủamôhình là4dựatrên các chỉtiêu LR, FPE và AIC. Đểxácđịnhđộtrễcầnloạibỏcủamôhình,tácgiảsửdụngkiểmđịnhthốngkêloạitrừđộ trễcủaWald(Waldlag-exclusionstatistics).GiảthuyếtHocủakiểmđịnhWald làtấtcảcácbiếnnộisinhởmộtđộtrễđượcđưaracócùng thamsốbằngkhôngtrongmỗiphươngtrìnhvàtrongcảbốnphươngtrìnhhayđộtrễkhôngcóý nghĩathốngkê.Nếugiátrịp– valuecủakiểmđịnhởtừngđộtrễlớnhơnαởcácmứcýnghĩa1%hoặc5%hoặc10%thìtasẽch ấpnhậngiảthiếtHohayloạibỏđộtrễđó rakhỏi mô hình.

Bảng6.Kếtquảxácđịnhđộtrễtốiđacủamôhình varsoc d.ln_vni d.ln_oil d.ln_exrSelection-ordercriteria

- lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC

*Chỉra bậc trễđượclựa chọn với mỗi chuẩnthôngtinLL:Loglikelihood

Equation:D_ln_vni - lag chi2 df Prob>chi2 -

Equation:D_ln_oil - lag chi2 df Prob>chi2 -

Equation:D_ln_ex - lag chi2 df Prob>chi2 -

Equation:r - lag chi2 df Prob>chi2 -

- lag chi2 df Prob>chi2 -

Kếtquảcủa4ôđầuthểhiệnkếtquảloạitrừđộtrễchotừngphươngtrìnhcủatừngbiếnriê nglẻ.Ôthứ5thểhiệnkếtquảchungchocảbốnphươngtrình.Vớigiátrịp– valueởcácđộtrễtừ1đến4đềunhỏhơnαởmứcýnghĩa10%trongkếtquảc h u n g chocảbốnp hươngtrìnhchothấytabácbỏgiảthuyếtHomộtcáchmạnhmẽrằngtấtcảcácthamsốtrongđột rễtừ1đến4củabốnbiếnlàbằngkhônghayđộtrễtốiưucủa mô hìnhđược lựa chọnlà4.

Phân tíchđồngliênkếtđabiến Johansen

LýthuyếtphântíchđồngliênkếtđabiếnJohansenchorằngkhihồiquycácchuỗithờ igiankhôngdừngthườngdẫnđến“kếtquảhồiquygiảmạo”.Tuynhiên nếukếthợptuyếntínhcủacácchuỗithờigiankhôngdừngcóthểlàmộtchuỗi dừngvàcácchuỗithờigiankhôngdừngđóđượccholàđồngliênkết.Kếthợptuyếntínhdừngđ ượcgọilàphươngtrìnhđồngliênkếtvàcóthểđượcgiảithíchnhưmốicânbằngdàihạngiữacá cbiến.Nếuphầndưtrong môhìnhgiữacácchuỗithờigiankhôngdừnglàmộtchuỗidừngthì kếtquảhồiquylàthựcvàthểhiệnmốicânbằngdàihạngiữacácbiếntrongmôhình.Mụcđíchc ủakiểmđịnhđồngliênkếtlàxácđịnhxemmộtnhómcácchuỗik h ô n g dừngc ó đồngliênk ếthaykhông.TrongnghiêncứunàytácgiảứngdụngphươngphápVARcủaJohansenvàJuse lius(JJ)đ ể kiểmđịnh sựcó mặt của vectorđồngliênkếtđabiến.

Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngchothấycácbiếngiáchứngkhoán,giádầuvàtỷgiáhốiđoá iđềukhôngdừngởchuỗigốcvìvậygiữachúngcóthểtồntạimốiquanh ệc â n bằngtrongdà ihạn.Đ ể kiểmtramốiquanh ệdàihạngiữacácbiếnkhôngdừngtácgiảxácđịnhxemtrongc ácbiếnkhôngdừngcóbaonhiêutổhợptuyếnt í n h củacácbiếnnàyl à dừngbằngcáchđặtgi ảthuyếtc h o haikiểmđịnhthốngkêsau:

Ho:Có nhiều nhấtrmốiquanhệđồngliênkết(r=0,1,2)H1:Có nhiềuhơnrmốiquanhệđồngliênkết

NếucácgiátrịTracevàMax-Eigennhậnđượcnhỏhơnmứcýnghĩaαởgiátrị5% ta chấp nhận giảthuyếtHoh a ycácbiếnkhôngcóđồngliênkết.

Kếtquảkiểmđịnhđồngliênkếtởbảng13chothấyvìgiátrịthốngkêTraceở r=0,1và2 là23.72923,9.190039và0.007531đều nhỏhơngiátrịtới hạncủanóở mứcýnghĩathốngkê5%là29.79707,15.49471và3.841466nêntachấpnhậ ngiảthuyết H0rằngr=0haykhôngcóphươngtrìnhđồngliênkết giữababiếnnày.

Bảng8.Kếtquảkiểmđịnhđồngliênkết JohansenKết quảkiểmđịnh Trace

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

Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level

Tươngtự,kiểmđịnhgiátrịriêngcựcđạichothấyvìcácgiátrịriêngcựcđạiở r=0,r≤1,r≤2là14.53919,9.182508và0.007531đềunhỏhơngiátrịtớihạncủanólà21.13162,14.26460và3.841466ởmứcýnghĩa5%nêntakhôngthểbácb ỏgiảthuyếtH0vớir=0haybabiếnkhô ngcómốiquanhệđồngliênkếttrongdàihạn.

2008bằngdữliệuhàngngày.Kếtquảnghiêncứucủahaitácgiảnàychothấygiádầuthếgi ới,giáchứngkhoánViệtNamvàtỷgiáhốiđoáidanh nghĩa

KếtquảmôhìnhVAR

Nhằmdựb á o mốiquanh ệtrongngắnhạngiữacácchuỗithờigianvàđểphânt í c h t á c độngngẫun h i ê n giữacácbiếnsố,môh ì n h VARcơbảnđượcxâydựnggồm4biếnvớiđộ trễtốiưuđượcxácđịnhtạiphần2làđộtrễ4.MôhìnhVARđượcxâydựngsẽlàmộthệphươn gtrìnhgồm4phươngtrìnhvớidữliệucácbiếngiádầu,tỷgiáhốiđoáivàgiáchứngkhoándừn gtạisaiphânbậcnhấtvàlãisuất dừngtại mứcvớiphương trình nhưsau:

Trongđó:j làđộtrễcógiátrịtừ1đến4 α,β,δ,γ,σlà cáchệsốước lượngcủa mô hình εlàsaisốngẫu nhiên

KếtquảướclượngmôhìnhVARđượcthểhiệntrongbảng9.Trậttựcácbiến đưavàomôhìnhsẽchokết quả ước lượngtươngứng. Đểxácđịnhcácgiátrịtrễcủacácbiếnngoạisinhcótácđộngđếngiáchứngkhoánhayk hông tacầnquantâmđếngiátrịp – valuecủachúng.

KếtquảVARchothấygiátrịquákhứcủagiáchứngkhoánởcácđộtrễ1và4c ó ýnghĩath ốngkêởmứcýnghĩa1%haygiátrịquákhứcủagiáchứngkhoáncó ảnhhưởngđếngiáchứngkhoánởthờiđiểmhiệntạitheoxuhướngbiếnđộngcùngchiều.Hệsố ướclượnglà 0,244 và0,109ở độtrễ1 và

4tươngứngchothấyvớicácyếutốkháckhôngđổigiáchứngkhoánởngàyhômtrướcvàcủa bốnngàytrướctăng1điểmsẽlàmchogiá chứngkhoánởngàyhiệntạitănglên0, 244v à0,109điểmtươngứng.

Tươngtự,giátrịquákhứởđộtrễ1và4củabiếngiádầucótácđộngđếngiáchứngkhoán hiệntạivớimứcýnghĩathốngkê 1% và

5%tươngứngtheoxuhướngtácđộngcùngchiềuvớigiáchứngkhoán.Hệsốướclượng0,102 và0.033chothấygiádầucủamộtngàytrướcvàbốnngàytrướcnếutănglên1USDsẽlàmcho giáchứngkhoánởngàyhiệntạitănglên0,102điểmvà0,033điểm.Mứctácđộngnàyl à khán hỏvàchothấyTTCKViệtNamcóvẻkhátáchbiệtvớinhữngtácđộngcủagiá dầuthếgiớigiaiđoạn nghiêncứu.

Ngượclạiảnhhưởngcủagiádầu,tỷgiáh ốiđ oái3 ngàytrướctácđộngngượcchiềuđế ngiáchứngkhoánhiệntạivớimứcýnghĩa1%.Hệsốướclượng-

0 , 4 5 0 chothấynếutỷgiáhốiđoáicủabangàytrướctănglên1đồng(hayđồngViệtNammất giásovớiđồngUSD)sẽlàmchogiáchứngkhoánởngàyhiệntạigiảm0,450điểmvớiđiềukiệ ncácyếutốkháckhôngđổi.Cuốicùng,biếnlãisuấtkhôngcó tácđộngđến giá chứng khoánởtất cảcácđộtrễ.

(Các kết quảcònlại của môhìnhVARđượcthểhiệntrongPhụlục2).

Nhưvậytronggiaiđoạnnghiêncứugiáchứngkhoánítchịutácđộngcủagiádầuthếgi ớimàchủyếuchịutácđộngcủagiátrịquákhứcủanóvàtácđộngcủatỷgiáhốiđoái.Ngượcvới kỳvọngcủalýthuyết,biếnđộngcủagiáchứngkhoánViệt

Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] D_ln_vni

Giá dầu thế giới có tác động lớn đến thị trường chứng khoán Việt Nam, như được chỉ ra trong nghiên cứu của Narayan K Paresh và Narayan Seema (2010) cũng như Trần Hữu Nghị (2010) Sự biến động của giá dầu toàn cầu ảnh hưởng đến giá chứng khoán trong nước, nhưng tác động này chủ yếu đến từ các yếu tố nội bộ và dòng vốn đầu tư gián tiếp từ nước ngoài, hơn là từ giá dầu thế giới.

vard.ln_vnid.ln_oild.ln_exr,lags(1/4)Vectoraut oregression

Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2

L1 -.0002072 0005762 -0.36 0.719 -.0013365 000922 L2 .0004706 0006532 0.72 0.471 -.0008097 0017508 L3 -.0010167 0006536 -1.56 0.120 -.0022978 0002644 L4 .0005942 0005768 1.03 0.303 -.0005362 0017246 _cons 0017353 0011302 1.54 0.125 -.0004799 0039505 Đểxemxétthêmtácđộngcủaviệcgiảmlượngnhậpkhẩudầunhữngnămgầnđâycólà mgiảmtácđộngcủagiádầuthếgiớiđốivớiTTCKViệtNamhayk h ô n g , tácgiảthựchiệnk iểmđịnhthêmtácđộngcủagiádầuđếnTTCKViệtNamt r o n g haigiaiđoạn:giaiđoạnthứn hấttừngày26/07/2005đến31/12/2009vàgiaiđoạnthứhaitừngày01/01/2010đến25/09/2 013(giaiđoạnthứhailượngnhậpkhẩudầucủaViệtNamgiảmkhoảng30%sovớigiaiđoạn trướcđó)vàchạylạimôhìnhVAR.

Kếtquảkiểmđịnhtínhdừngcủacácbiếnởgiaiđoạnthứnhấtvàgiaiđoạnthứhaiđềuc h o thấygiádầu,giáchứngkhoán,tỷgiáh ốiđoáivàlãisuấtđềuk h ô n g dừngtạimứcmàdừ ngtạisaiphânbậcIvớimứcýnghĩa1%(Phụlục3)và(Phụlục 4).

TácgiảsửdụngdữliệucácchuỗidừngtạisaiphânbậcIđểchạyVARhaigiaiđoạn.Kết quảmôhìnhVARgiaiđoạnthứnhấtvàthứhaitrongphươngtrìnhgiá chứngkhoánđượcthểhiệntại bảng10và11.

Kếtquảướclượnggiaiđoạnthứnhấtchothấygiáchứngkhoánngàyhiệntạichịutácđ ộngbởigiátrịquákhứcủachínhnóvàcácbiếncònlạiởcácđộtrễkhácnhau.Ởđâytácgiảqu antâmđếntácđộngcủagiádầunhằmsosánhtácđộngvớigiádầuởgiaiđoạnthứhai.Vớimứcý nghĩathốngkê1%và10%,giátrịquákhứcủagiádầuởđộtrễ1và4ảnhhưởngcùngchiềuđến giáchứngkhoánvớimứctácđộnglà0,103và0.036tươngứng.

Kếtquảướclượnggiaiđoạnthứhaichothấygiáchứngkhoánngàyhiệntạicũngchịut ácđộngbởigiátrịquákhứcủachínhnóvàcácbiếncònlạiởcácđộtrễk h á c nhau.Vớimứcýn ghĩathốngkê1%,giáchứngkhoánbiếnđộngcùngchiềuv ớigiá dầusaumột ngày,vớimức biếnđộnglà0,083điểm.

KếtquảkiểmđịnhtronghaigiaiđoạnchothấyviệcgiảmnhậpkhẩudầucủaViệtNam từnăm2010đãlàmgiảmtácđộngcủagiádầuthếgiớiđếnTTCKtrongnướcvớimức giảmtừ0,103điểmxuống0,083điểm saumột ngày.

vard.ln_vnid.ln_oild.ln_exd.r,lags(1/4)

Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2

Coef Std.Err z P>|z| [95%Conf.Interval] D_ln_vni

Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] D_ln_vni

vard.ln_vnid.ln_oild.ln_exd.r,lags(1/4)

Equation Parms RMSE R-sq chi2 P>chi2

KiểmđịnhnhânquảGranger

KiểmđịnhnhânquảGrangergiúpchúngtabiếtđượcmộtbiếncóquanhệnhânq uảGrangervớicácbiếnkháchaykhông.MộtbiếnXđượccoilàcóquanhệnhânquảGranger đốivới YnếucácgiátrịquákhứcủaY,cácgiátrịquákhứcủaXcầnthiếtchoviệc dựđoánY.

Nhằmmụcđíchkiểmtramốiquanhệnhânquảgiữagiáchứngkhoánvớic á c biếnvĩ môvàngượclại,tácgiảsửdụngkiểmđịnhnhânquảGrangerbằngcáchh ồiquyYdựatrêncác giátrịquákhứcủanóvàcácgiátrịquákhứcủaXvớimôh ì n h cụthểnhưsau:

Trongđó:Ytlàmộttrongcácbiếngiádầu,giáchứngkhoán,tỷgiáhốiđoáihaylãisuất ởkỳhiệntại;Xt-jlàmộttrongcácbiếncònlạiởthờikỳt- j;αj,βj,àjlàcỏchệsốcầnướclượng,jlàđộtrễnhậncỏcgiỏtrịtừ1đến4vàutlàsaisốcủamụh ỡ n h

GiảthuyếtHocủakiểmđịnhGrangerlà:cỏchệsốướclượngβj,àj=0haycỏcgiỏtrịquỏk hứcủaY vàgiátrịq u á k h ứcủaX k h ô n g c ó quanh ện h â n quảGrangervớiY.Nếugiátrịp –valuecủacáchệsốướclượnglớnhơnαởcácmứcýnghĩa1%, 5% hoặc10%thìtasẽchấpnhậngiảthiếtHoh a ycácbiếnkhôngcóquanh ệnhân quảvớinhau.

Sửdụngdữliệudừngtạisaiphânbậcnhấtđ ố iv ớicácbiếngiádầu,giáchứngkhoánvàt ỷgiáhốiđoáivàdừngtạimứcđốivớibiếnlãisuấtởkiểmđịnhnghiệmđơnvị,kếtquảkiểmđịnh nhânquảGrangerbằngphầnmềmStata11đượct r ì n h bàytại bảng8.

Bốnd ò n g đầutiêntrongô thứnhấtthểhiệnkếtquảkiểmđịnhnhânq u ảGrangercủac áchệsốtrongbốnđộtrễcủabiếngiádầu,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấtt r o n g phươngtrìnhcủabi ếnphụthuộcgiáchứngkhoán.Dòngđầutiênchothấycách ệsốtrênbốnđộtrễcủabiếngiádầ uD.ln_oiltrong phươngtrìnhcủagiáchứngkhoánD_ln_vnikháckhôngvìgiátrịp- valuecủacáchệsốlà0.000nhỏhơnmứcýnghĩaα=5%.Kếtqủanàychothấygiádầucóqua nhệnhânquảGrangervớigiáchứngkhoánhaycácgiátrịquákhứcủagiádầuhàmchứath ôngtintácđộngđếngiá chứngkhoán.

DòngthứhaivàthứbachokếtquảkiểmđịnhnhânquảGrangercủatỷgiáh ốiđoáivàlã isuấtđếngiáchứngkhoán.Vìgiátrịp- valuecủacáchệsốtrênbốnđ ộ trễcủatỷgiáhốiđoáilà0.075nhỏhơnmứcýnghĩa10%nêntỷg iáhốiđoáicóquanhệnhânquảGrangervớigiáchứngkhoán.Trongkhiđóbiếnlãisuấtkh ôngc h o kếtquảhàmchứathôngtintácđộngđếngiáchứngkhoánkhigiátrịp- valuecủacáchệsốtrênbốnđộtrễcủalãisuấtlà0.314lớnhơncácmứcýnghĩathốngkê.Dòngt hứtưchokếtquảhệsốtrênbốnđộtrễcủababiếngiádầu,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấttrongphương trìnhgiáchứngkhoánlàkháckhông.Vìp– valuecủacáchệsốnàybằng0.000nêntabácbỏgiảthiếtHorằngcácbiếngiádầu,tỷgiáhốiđ oáivàlãisuấtkhôngcóquanhệnhânquảGrangervớigiáchứngkhoánhaygiátrịquákhứcủa cácbiếnnàycóýnghĩadựbáochogiátrịtươnglaicủagiáchứngkhoán.Kếtquảkiểmđịnh nhânquảGrangertươngđồngvớikếtquảcủamôhìnhVar.

Equation Excluded chi2 dfProb>chi2

D_ln_vni D.ln_oil 51.764 4 0.000 D_ln_vni D.ln_ex 8.4942 4 0.075

D_ln_oil D.ln_vni 4.3901 4 0.356 D_ln_oil D.ln_ex 6.2779 4 0.179

D_ln_ex D.ln_vni 2.8804 4 0.578 D_ln_ex D.ln_oil 17.245 4 0.002

D_ln_ex ALL 25.048 12 0.015 r D.ln_vni 2.0465 4 0.727 r D.ln_oil 3.4233 4 0.490 r D.ln_ex 6.6981 4 0.153 r ALL 11.954 12 0.449

Kếtquảở cácô thứhai,thứbav à thứtưkiểmđịnhquanh ệnhânq u ảGrangercủacác biếnnộisinhlênbiếngiádầu,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấttươngứng.Kếtquảtrongôthứhaicho thấyđộtrễcủacácbiếngiáchứngkhoán,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấtkhôngcóquanhệnhânquảGrangervớigiádầuhaygiátrịquákhứ củagiáchứngkhoán,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấtkhôngcóýnghĩatácđộngđếngiádầuthếgiới.K ếtquảnàylàhợplývìViệtNamlàmộtnướcnhỏ(xétvềmặt kinhtế)n ê nbiếnđộngcủacácyếutốtrongnướcnhưgiáchứngkhoán,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấ t khôngthểcóýnghĩa tácđộngđếngiádầuthếgiới.

Kiểmđịnh sựổnđịnh của mô hình

ĐểkiểmđịnhsựổnđịnhtrongkếtquảcủamôhìnhVAR,tácgiảkiểmđịnhphầndưcủ acácchuỗixemcódừnghaykhông,nếucóphầndưcủamộtchuỗilàk h ô n g dừngthìmôh ình sẽlàkhôngổnđịnh.

Một chuỗi thời gianYtcóphầndưdừng nếu:

+TrungbìnhcủaYtkhôngđổi theo thời gian, E[Yt]=const

+Phương sai củaYtk h ô n gđổi theo thời gian, var[Yt]= const

+HiệpphươngsaigiữaYtvàYt+schỉphụthuộcvàoskhôngphụthuộcvàot,cov(Yt,Yt+s)=δs

TácgiảHamilton(1994)chứngminhrằngnếumoduntrongmỗigiátrịriêngcủa ma trậnAlànhỏhơn1thìmôhìnhVARướclượngđược coi là bền vững.

Kếtquảkiểmđịnhsựổnđịnhcủa môhìnhVARđượcthểhiệntrongbảng12v à đồthị3chothấyvìcácmôđuncủamỗigiátrịriê ngđềunhỏhơn1haycácgiátrịđềunằmtrongvòngtrònđơnvịnêncácgiátrịướclượngđềuth ỏamãnđiềukiệnổ nđịnh của mô hình.

Roots of the companion matrix

Phântíchphân rãphương sai

Phânrãphươngsaicungcấpphântíchthốngkêvềsựthayđổigiátrịcủamộtbiến trongmộtgiaiđoạnphátsinh từnhữngthayđổitrongchínhbiếnđóvànhữngbiếnkháctr onggiaiđoạntrướcđó.Mộtbiếnđượcdựbáotốiưutừcácgiátrịtrễcủanósẽcónhữngsaisốd ựbáođượctínhtoánbởinhữngphầnnhiễucủanóđượcgọilàphântíchdựbáophươngsaisaisố nhằmxácđịnhlượngthôngtincủamỗibiếngópphầnvàoviệcgiảithíchsựbiếnđộngcủatừng biếntrong môhìnhVAR.

Kết quả phân tích cho thấy, trong các khoảng thời gian khác nhau, cú sốc của các biến chính được giải thích chủ yếu bởi giá trị quá khứ của chúng, trong khi các nhân tố khác chỉ đóng vai trò tác động nhỏ Cụ thể, 98,7% cú sốc của tỷ giá hối đoái được giải thích bởi giá trị quá khứ trong 5 ngày trước, trong khi 99% cú sốc của giá dầu và 97% cú sốc trong giá chứng khoán cũng được giải thích tương tự Tác động của giá dầu đến tỷ giá hối đoái là 0,89%, giá chứng khoán 0,19% và lãi suất 0,14% Ngược lại, cú sốc giá chứng khoán chủ yếu được giải thích bởi 0,38% tác động của biến tỷ giá hối đoái, 2,5% từ giá dầu và 0,1% từ lãi suất Xu hướng tác động này hầu như không thay đổi theo thời gian, ngoại trừ tác động của lãi suất đến giá chứng khoán, thể hiện rõ hơn sau khoảng thời gian 90 ngày với mức tăng 0,36% Điều này cho thấy các cú sốc trong tỷ giá hối đoái, giá chứng khoán và lãi suất của Việt Nam ít chịu tác động bởi những biến động của giá dầu thế giới.

Kết quả nghiên cứu cho thấy các cú sốc trong giá chứng khoán tại Việt Nam ít chịu tác động từ những biến động kinh tế vĩ mô như giá dầu thế giới, tỷ giá hối đoái và lãi suất Bùi Văn Vinh (2011) nhấn mạnh rằng chỉ số CPI là yếu tố quan trọng trong việc giải thích các cú sốc giá chứng khoán trong ngắn, trung và dài hạn Ngoài ra, các yếu tố như chỉ số sản xuất công nghiệp, cung tiền và giá dầu thế giới có ít ảnh hưởng đến biến động giá chứng khoán Nghiên cứu của Narayan K Paresh và Narayan Seema (2010) chỉ ra rằng sự bùng nổ của thị trường chứng khoán Việt Nam chủ yếu được thúc đẩy bởi dòng tiền đầu tư nước ngoài, tăng từ 0,9 tỷ USD năm 2005 lên 1,9 tỷ USD năm 2006 Tác giả kết luận rằng thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng nhiều hơn từ các yếu tố nội bộ và trong nước, đặc biệt là tác động của giá dầu thế giới.

Period S.E D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period S.E D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period S.E D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period S.E D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Hàm phảnứngđẩy tổngquát

Thông tinchứađựngtrongphântích phân rãphươngsaicóthểđượcthểhiệntươngứngbởicáchàmphảnứngđẩy.Hàmphảnứngđẩycơb ảnthểhiệnxuhướngphảnứngtrongngắnhạnvàdàihạncủamộtbiếnkhicómộtcúsốclệchch uẩncủamột biếntácđộngđến. Đểxemxétphảnứngcủacácbiến,tácgiảphântíchhàmphảnứngđẩydạngbảngvàdạ ngđồthịvớicáckhoảngthờigianxemxétlàtừ1đến90ngàychomỗibiến.Thôngtintừviệcứn gdụngphântíchphảnứngđẩysẽcungcấpthêmbằngchứngtrêncácmôhìnhliênkếtgiữathị trườngchứngkhoánvàcáccúsốcgiádầu,cũngnhưgiúplàmsángtỏrằngcácbiếnkinhtếvĩmô phảnứngnhưthếnàotrướccác cú sốc và phảnứngnàylantruyền nhưthếnàotheothờigian.

Tươngứngvớikếtquảcủaphânrãphươngsai,kếtquảhàmphảnứngđẩyc h o thấygi áchứngkhoán,giádầu,tỷgiáhốiđoáivàlãisuấtchịutácđộngchủyếub ởicáccúsốccủachính nóvàítchịutácđộngbởicácnhântốkhác,cụthểphảnứ ngcủagiáchứngkhoán5ngàysaumột cúsốcgiádầulàchỉlà0,01%chothấycósựbiếnđộngcùngchiềucủagiáchứngkhoántrướctá cđ ộ ngcủagiádầu,s a u khoảngthờigian10ngàygiáchứngkhoánhầunhưkhôngchịutácđ ộngcủacúsốcgiádầu.Giáchứngkhoánhầunhưkhôngbịảnhhưởngbởitỷgiáhốiđoáivàlãi suấttheothờigian,cụthểphảnứngcủagiáchứngkhoán5ngàysaumộtcúsốctỷgiáhốiđoáil à-0,002%vàsaumộtcúsốccủalãisuấtlà-

0,0017%.Kếtquảnàyhỗtrợchokếtquảphântíchđồngliênkếtgiữacácbiếnkhichothấygiá chứngkhoánchỉbịtácđộngnhỏtrongngắnhạnbởigiádầuvàtỷgiáhốiđoáicòntrongdàihạn c á c biếnkhôngcómối liên kếtnào.

Period D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

Period D(LN_VNI) D(LN_OIL) D(LN_EX) R

ResponseofD(LN_VNI)toD(LN_VNI)

Response ofD(LN_VNI)toD(LN_OIL)

ResponseofD(LN_VNI)toD(LN_EX)

90 Response ofD(LN_OIL)toD(LN_VNI) Response ofD(LN_OIL)toD(LN_OIL) ResponseofD(LN_OIL)toD(LN_EX) ResponseofD(LN_OIL)toR

ResponseofD(LN_EX)toD(LN_VNI) ResponseofD(LN_EX)toD(LN_OIL) ResponseofD(LN_EX)toD(LN_EX) ResponseofD(LN_EX)toR

ResponseofRtoD(LN_VNI) ResponseofRtoD(LN_OIL) ResponseofRtoD(LN_EX) ResponseofRtoR

Nhiềunghiêncứuđãphântíchnhữngảnhhưởngcủabiếnđộnggiádầulênc á c biếns ốkinhtếvàtàichínhcủanhữngquốcgianhậpkhẩuròngvềdầu.Nghiêncứunàycốgắngnắm bắtđượctínhchấtngẫunhiênvàbiếnđộnggiữathịtrườngchứng khoán Việt Namvớitỷgiáhốiđoái, lãi suất trong nước và giá dầuthếgiới.

Kếtquảđồngliênkếtchothấymốiquanhệcânbằngtrongdàihạnkhôngtồntạigi ữababiếngiáchứngkhoán,giádầuvàtỷgiáhốiđoái.Kếtquảnàykhôngh ỗtrợchokếtquảngh iêncứucủaBùiVănVinh(2011)vàNarayanK.PareshandN a r a y a n Seema(2010)khik ếtquảcủacáctácgiảnàychothấycómốiquan hệcânbằngtrongdàihạngiữagiádầuvàthịtrườngchứngkhoánViệtNam.Theotácgiả,sựk h á c biệtn à y c ó thểl à d o dữliệuđượcsửdụngt r o n g b à i nghiêncứun à y cókhoảngthờigi an,cáchlấydữliệuhàngngàykhácvớicácnghiêncứutrướcđólàlấydữliệuhàngthángvàn guồnlấydữliệukhácvớicác nghiên cứu trướcđây.

Mô hình VAR cho thấy có mối quan hệ trong ngắn hạn giữa giá dầu, giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái ở các độ trễ khác nhau Nghiên cứu của Tran Huu Nghi (2010) và Narayan K Paresh cùng Narayan Seema (2010) chỉ ra rằng khi giá dầu thế giới tăng 1 USD, giá chứng khoán Việt Nam sẽ tăng 0,102 điểm sau một ngày và 0,033 điểm sau bốn ngày, điều này trái ngược với kỳ vọng lý thuyết về tác động của giá dầu đến thị trường chứng khoán Các yếu tố như đầu tư gián tiếp nước ngoài, mức tăng trưởng kinh tế và các yếu tố nội bộ công ty cũng có thể ảnh hưởng tích cực đến thị trường chứng khoán, đặc biệt là khi giá dầu thế giới tăng Nghiên cứu cũng cho thấy tỷ giá hối đoái ít tác động đến giá chứng khoán; cụ thể, khi tỷ giá hối đoái tăng 1 đồng, giá chứng khoán giảm 0,45 điểm sau đó Lãi suất không có tác động đến giá chứng khoán do quy định về trần lãi suất tại Việt Nam Các ngân hàng thương mại có thể quyết định mức tỷ giá hối đoái và mức lãi suất nhưng không được vượt quá quy định của tỷ giá bình quân thị trường liên ngân hàng Điều này có thể là lý do khiến giá chứng khoán, tỷ giá hối đoái và lãi suất có mối quan hệ trong ngắn hạn nhưng không có mối quan hệ trong dài hạn.

Kếtquảphântíchphânrãphươngsaivàhàmphảnứngđẩychothấycáccúsốctronggiá chứngkhoánbịtácđộngchủyếubởicácgiátrịquákhứcủanóhơnlàtácđộng của giá dầu,tỷgiá hốiđoái haylãisuất.

Nhằmlàmrõảnhhưởngcủaviệcgiảmnhậpkhẩudầutừnăm2010củaViệtNamcólà mgiảmtácđộngcủagiádầuđếngiáchứngkhoánhaykhôngtácgiảchiad ữliệunghiên cứut hànhhaigiaiđoạntrướcvàsaunăm2010.Kếtquảchothấyviệcgiảmnhậpkhẩudầuđãlà mgiảmtácđộngcủagiádầuđếnthịtrườngchứngkhoántrongnước,cụthểkhigiádầutănglê n1USDsẽlàmgiáchứngkhoántăngl ê n 0,103điểmsaumộtngàyởgiaiđoạntrướcnăm201 0sauđógiảmxuống0,083điểmởgiaiđoạnsaunăm2010.

Tómlại,kếtluậnchínhtrongnghiêncứunàylàtronggiaiđoạnnghiêncứugiádầ uthếgiớivàtỷgiáhốiđoáikhôngcóquanhệdàihạnvớigiáchứngkhoán.Trongngắnhạn,giá chứngkhoánbiếnđộngcùngchiềuvớithayđổicủagiádầuvàngượcchiềuvớitỷgiáhốiđoáit uynhiênmứcđộtácđộnglàkhánhỏ.Lãisuấtliênngânhàngkhôngcótácđộngđếngiáchứn gkhoántrongngắnhạncũngnhưtrongdàihạn.Kếtquảnàyphùhợpvớinghiêncứucủatácgi ảNa ra yan K.PareshandNara ya nSeema(2010)khichorằnggiáchứngkhoánViệ tNamchủyếuchịutácđộngbởicácnhântốnộibộcôngtyhoặcluồngvốnđầutưgiántiếpnước ngoàivàoViệtNam,hoặctheonghiêncứucủaPhạmThịKimCúc(2012)chothấygiáchứng khoáncònchịuảnhhưởnglớnbởitâmlýbầyđàncủacácnhàđầutưtrongnước.Kếtquảnghi êncứunàyhữuíchchocácnhàđầutưmuốntìmhiềuvềthịtrườngchứng khoán Việt Nam.

Mặcd ù kếtq u ảmôh ì n h VARchothấygiáchứngk h o á n biếnđộngcùngchiềuvới giádầu,tuynhiêntheotácgiảsựbiếnđộngcùngchiềunàycóthểdoảnhhưởngtíchcựccủacá cyếutốkháchơnlàtácđộngcủagiádầuthếgiới.Dựatrênlýthuyếtkỳvọngvềtácđộngcủagiád ầuthếgiớiđếnTTCK,tácgiảđềxuấtmộtsốýkiếnnhằmgópphầnổnđịnhvàpháttriểnbềnv ữngthịtrườngchứngkhoánViệtN a m trongthờigian sắptới:

1 Tiếptụcpháttriểnsảnxuấtdầu,giatăngnguồndựtrữdầutrongnướcvàtăng cường sửdụng các nguồnnguyênliệuthaythếdầu:

Việt Nam đang phát triển với tốc độ nhanh và ổn định Để trở thành một nước công nghiệp hóa vào năm 2020, việc sử dụng dầu và các chế phẩm từ dầu mỏ sẽ đóng vai trò quan trọng Giá dầu ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán và nền kinh tế, do đó, Chính phủ cần có các chính sách dài hạn để hạn chế tác động tiêu cực Ngay từ bây giờ, cần ưu tiên phát triển sản xuất dầu mỏ trong nước nhằm tăng nguồn dự trữ và giảm thiểu tác động của giá dầu trong tương lai Bên cạnh đó, Chính phủ cũng nên tăng cường liên kết với các nước ngoài để nâng cao công nghệ chế biến dầu thô, từ đó tăng cường xuất khẩu dầu đã tinh luyện, góp phần ổn định thị trường ngoại hối trong nước.

Songsongvớiviệcpháttriểnsảnxuấtdầutrongnước,ChínhphủViệtNamn ê n xem xétpháttriểnrộngrãiviệcsửdụngcácnguồnnhiênliệuthaythếdầumỏnhưthan,khígastựnh iênvànănglượngtáitạo…Vàcuốicùng,ViệtNamnêngia tăngđốithoạivớicácquốcgiaxuấtkhẩudầulửađểtăngcườnghợptácđaphươngv à tốithiểu hóanhữngcúsốcgiádầucóthểgâyranhữngảnhhưởngbấtlợiđếnnềnkinhtếtrongnước.

2 Ổnđịnhnguồndựtrữngoạitệđểtiếptụcổnđịnhtỷgiáhốiđoái,pháttriểnc á c côngc ụphái sinhliênquanđếnthịtrườngngoại hối:

TỷgiáhốiđoáilàmộttrongnhữngcôngcụhữuhiệucủaChínhphủtrongviệcđiều hànhchínhsáchtiềntệnhằmđạtđượcmộtsốmụctiêutrongtừngthờikỳnhấtđịnh.Việctăngt ỷgiáđểkhuyếnkhíchxuấtkhẩucóthểgâyranhữngtácđộngxấuđốivớicácdoanhnghiệptro ngnướccónguồnnhiênliệuđầuvàochủyếulàhàngnhậpkhẩu,tăngrủirochonhữngdoanhn ghiệpcóvaynợbằngngoạitệ.VìvậyChínhphủViệtNamcầntăngcườngổnđịnhnguồndựtr ữngoạitệđểổnđịnhtỷgiátrongnước,điềuchỉnhtỷgiánhằmtăngcườngxuấtkhẩucũngphảiđ ặttronglợií c h c h u n g tổngthểcủanềnk i n h tếnhằmhạnc h ếảnhhưởngxấuđếnnhữngdoa nhnghiệpphụthuộc lớnvàonguồn ngoại tệ.

Bêncạnhđó,ChínhphủViệtNamcầnpháttriểnt h ịtrườngtàichính,đặcbiệtlàthịtrườ ngcáccôngcụpháisinhnhưhợpđồngkỳhạn,quyềnchọnđốivớitỷgiáđểvấnđềcungcầungo ại tệkhông gây trởngạiđến kếtquảhoạtđộngcủadoanhnghiệp,gópphầngiúpchokếtquảhoạtđộngchứngkhoáncủado anhnghiệppháttriểnổnđịnh hơn.

5.3 Hạnchếcủađềtài và hướng nghiên cứutiếp theo

Cũngnhưnhữngnghiêncứukhác,bàinghiêncứunàycũngcómộtsốhạnchế.Trư ớc hếtlàdữliệunghiêncứu TTCKViệtNamrađờitừnăm2000nhưng dữliệuvềlãisuấtliênngânhàngchỉthốngkêđượcđếnnăm2005nênchưathểhiệnđượcđầ yđủdiễnbiếnvàtácđộnggiữacácbiếnvớinhaukểtừkhiTTCK đượch ì n h thành.Vìvậyn ếusửdụngbộdữliệumởrộngbằngdữliệulãisuấtchovayhoặclãisuấthuyđộngcóthểsẽcho kếtquảtốthơn,đặcbiệttrongkiểmđịnhmốiquanhệdài hạn.

Thứhai,nghiêncứuchỉtậptrung vàotác độngcủagiádầuđếngiáchứngkhoáncủa cáccôngtyniêmyếttrênSởgiaodịchchứngkhoánTPHCM.Mặcdùchứngkhoáncủacácc ôngtyniêmyếttrênSởgiaodịchTPHCMcóthểlàđạidiệntốtchoTTCKViệtNam,tuynhiê nnếuthựchiệnnghiêncứutrêncảSởgiaodịchchứngkhoánTPHCMvàSởgiaodịchchứn gkhoánHàNộicóthểsẽchokếtluậnc ó tínhkháiquáttốt hơnvềTTCKViệt Nam.

USDvàlãisuấtmàchưaxemxétđếncácyếutốkhácnhư:đầutưnướcngoài,chỉsốsảnxuấtcôn gnghiệp,lạmphát,cácyếutốnộibộcôngtyv.v nênchưathểhiệnrõTTCKchịutácđộngc hủyếubởinhântốnào.Việcđưathêmcácbiếnvimôvàvĩmôkhácvàonghiêncứusẽgiúp nhàđầutưcócáinhìntổngquantốthơnvềTTCKViệtNamvàcóthểlýgiảiđượclýdovìsaogi áchứngkhoántrongnướclạibiếnđộngcùngchiềuvớibiếnđộngcủagiádầuthếgiới.

1 Bùi Kim YếnvàNguyễnMinhKiều, 2009.Giáo trình Thịtrường Tàichính.Nhà Xuất bản Thống kê.

2 BùiVănVinh,2011.Mốiquanhệgiữacácnhântốkinhtếvĩmôvàthịtrườngchứngkho ánViệtNam.LuậnvănThạcsĩ.ĐạihọcKinhtếThànhphốHồChíMinh.

3 DươngVănCường,2011.Phântíchtácđộngcủacácnhântốkinhtếvĩmôđếnchỉsốgiác hứngkhoánViệt Nam Luậnvăn Thạc sĩ.ĐạihọcKinhtếThànhphốH ồChíMinh.

4 PhạmQuangTín,2011.Phântíchcácnhântốảnhhưởngđếngiáchứngkhoánniêmyế ttrênS ởgiaodịchchứngk h o á n ThànhphốH ồChíM i n h LuậnvănThạc sĩ.ĐạihọcKinh tếThànhphốHồChíMinh.

5 PhanThịBíchNguyệtvàPhạmDươngPhươngThảo,2013.Phântíchtácđộngcủacácnh ântốkinhtếvĩmôđếnthịtrườngchứngkhoánViệtNam.TạpchíPhát triểnvàHội nhập, số8,trang34-41.

6 PhạmThịKimCúc,2012.Phântíchnhữngnhântốảnhhưởngtớigiácổphiếutrênthịtrư ờngchứngk h o á n ViệtNam.LuậnvănThạcsĩ.ĐạihọcKinhtếThànhphốHồChíMinh.

7 ỨngdụngmôhìnhvectotựhồiquyVARkiểmđịnhvàdựbáothựctrạnglạmphátViệ tNam.Côngt r ì n h d ựt h i giảithưởngnghiêncứuk h o a họcsinhviên“ N h à kinh tếtrẻ- năm2011”.ĐạihọcKinhtếThànhphốHồChí Minh.

1 Aggarwal,R.,1981,“ExchangeRatesandStockPrices:AStudyofU.S.CapitalMarke tunderFloatingExchangeRates,”AkronBusinessandEconomicReview,7–12.

2 Arango,L u i s E , Gonzalez,A.,a n d Posada,C.E.,2002.Returnsandinterestrate:Ano nlinearrelationshipintheBogotástockmarket‟.AppliedFinancialEconomics,

3 Basher,S.A.andP.Sardosky,2006.OilPriceRisk andEmergingStockMarkets.GlobalFinance Journal,17(2):224-251.

4 Chaudhuri, K., Daniel,B.C., 1998 Long-run equilibriumreal exchange ratesandoil prices EconomicsLetters58,231-238.

6 Greene,DavidL.,DonaldW.JonesandPaulN.Leiby,1998.TheOutlookfor

8 Hamilton,JamesD.&Susmel,R.,1994.Autoregressiveconditionalheteroskedasticit yandchangesinregime.Journalo f Econometrics,64(1-2):307-333.

(1996).EnergyShocksandFinancialMarkets,Journal of Futures Markets,16:1-27.

(2002).ModellingtheimpactsofinterestrateandexchangeratechangesonUKStock Returns.DerivativesUse,Trading& Regulation,7(4):306-323.

13 NarayanK.Paresha n d NarayanSeema,2010.Modellingtheimpactofoilprices on Vietnam’s stockprices.Appliedenergy, 87(1):356-361.

14 Ono,S.,2 0 1 1 Oilpriceshocksa n d stockmarketsi n B R I C s TheEuropeanJour nalofComparative Economics,8(1):29–45.

15 Rahman,M.L.andUddin,J.,2009.Dynamicrelationshipbetweenstockpricesandex changerates:Evidencefromt h r e e SouthAsianc o u t r i e s Internationalbusiness research,2(2):167–174.

16 Sadorsky,P.,2001.RiskfactorsinstockreturnsofCanadianoilandgascompanies.En ergy economics, 23(1): 17-28.

18 TranHuuNghi,2010.Oilpricesanhstockreturns:EvidencefromVietnamesePetroleu mandtransportationindustries.M.EconThesis.UniversityofEconomicsHoChiMin h City.

20 Uddin,M.G.S a n d Alam,M M,2 0 0 7 T h e impactso f i n t e r e s t r a t e o n stockpric es:EmpiricalevidencefromDhakastockexchange.SouthAsianjournalofmanageme ntandsciences,1(2):123–132.

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

10%CriticalSt at i st ic Value

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical

InterpolatedDickey-Fuller Test 1%Critical 5%Critical