Tác động của yếu tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN

Khối lượngcổphiếugiaodịchở TTCKTP.HCM

Nhìnhìnhvẽ3.1cóthểthấynăm2000đến2005đượccoinhưgiaiđoạnkhởisựcủ aTTC Kkhisốlượngcổphiếugiaodịchchưanhiềuvàgiáchứngkhoánthấpc h ỉ daođộngx ungquanhmức250điểm,giaiđoạnnàyđangtạođàđểgiaiđoạnsauvàonăm2006- 2007thịtrườngchứngkhoáncónhữngbướcbứtphángoạnmục.

Năm2006TTCKdiễnbiếnổnđịnh,tuynhiênvào2007TTCKbùng nổcảvềgiácảvàkhốilượng,lênmứctrên1000điểm,tìnhtrạngđầucơpháttriểnmạnh, cón h ữ n g chủthểkhôngchủđộngvềvốnmàvayvốnngânhàngđểđầucơchứngk h o án gâyranhữngrủirotiềm tàng.Vìvậyđểđảm bảoantoànchohệthốngtàichínhc ũ n g n h ư c h o c á c n h à đ ầ u t ư , N H N N đ ã b a n h à n h c h ỉ t h ị 0 3 / 2 0 0 7 / C T -

NHNN ngày28/5/2007quyđịnhkhốngchếdưnợchiếtkhấuởmức0.03cótácđ ộ n g siếtchặtdòngvốnkinhdoanhchứngkhoán.Nhưvậy,cóthểthấychỉsốVN I N

DE X đạtđiểmcaonhấtlàvàokhoảngnăm2007vàkhốilượnggiaodịchnhiều n h ấ t v à o n ă m 2 0 1 4 B ư ớ c q u a n ă m 2 0 0 7 đ ế n 2 0 0 8 T T C K đ ả o c h i ề u đ i xuốngdưới400điểm,vàkểtừnăm2009-

lạm phát

Cácsốliệuchothấynăm2000–2003chỉsốgiátiêudùngtăngthấpnhưngtừnăm2004- 2010lạmpháttăngcaovàgầnnhưlặplại,cứ2nămtăngcaomớicómộtnămtăngthấp.Từnă m2007đếnnaylạmphátcóxuhướngmấtổnđịnhhơn.Chiềuhướngbiếnđộngcủalạmphá tliênquanđếncungtiềnvàtíndụng.

Năm2011chínhsáchtiềntệđượcnớilỏngkhiếnlạm pháttăngcao.TốcđộtăngcungtiềncủaViệtNamlà rấtcao,từnăm2000-2011là caonhấtkhu vực(TrungQuốct ố c đột ă n g c u n g t i ề n l à 1 7 , 8 % , ở I n d o n e s i a 1 3 % ,

P h i l l i p i n e s 1 0 2 % , Malaysia8 7 % , T h á i L a n 6 2 % c h ỉ r i ê n g năm2 0 1 0 t ố c đột ă n g c u n g t i ề n c ủ a ViệtNamlà33 3%, tín d ụn g cũngt ă n g nhanhtro ngth ời giandài nê n khuyếnk h í c h ngườidântiêudùngnhiềuhơntiếtkiệmvìvậylạ m pháttăngcaocùngvớitìnhtrạngbongbongbấtđộngsản,vìlẽđóchínhphủđãthựchiệnc ácbiệnphápmạnhlàmCPItháng8/2011từ23%giảmcòn

5%,tiềnmặttronglưuthônggiảm.T ừ năm2012 đếnnaylạmphát đượcduytrì ởmộtmứcđộ ổn địnhdưới8% giúpổnđịnhkinhtếvĩmô.

lãi suất liênngânhàng

sốsảnxuất côngnghiệp

rộng

Trướcnăm2011Nhànướcđiềuhànhnềnkinhtếtheohướngnớilỏngtiềntê,dovậy kểtừkhithắtchặttiềntệvàonăm2011lạmphátđãđượckiểmsoát, tốcđộtăngtrưởngtíndụngdưới20%vàcơcấutíndụngtậptrungtheohướngch ovaysảnxuấtkinhdoanhhơnlàchovayởkhuvựcphisảnxuất.Bướcsangnăm201 2nềnkinhtếViệtNamgặpnhiềukhókhănvàchínhsáchtiềntệgiúpthắtchặthơn quảnlýdòngtiềnchảyvàochứngkhoán.

Bàin g h i ê n c ứ u s ử d ụ n g đ ồ n g t h ờ i k i ể m đ ị n h t í n h d ừ n g b ở i k i ể m đ ị n h AugmentedDickeyFullervàkiểmđịnhcủaZivot.Dữliệucácchuỗithời gianq u a n sáttheobiểuđồ4.1tồntạinhữngđiểmgãyvềxuhướng.Cácbàinghi êncứu trướcđâykhiphântíchchuỗithờigianthườngsửdụngcáckiểmđịnhADFv à PPkhôngkiểmsoátđượcvấnđềđiểmgãycủadữliệu.TácgiảsửdụngkiểmđịnhA n d r e w s , D , Z i v o t v ớ i ư u đ i ể m k i ể m s o á t đ ư ợ c đ i ể m gãyvềx u h ư ớ n g Kiểmđị nhAndrews,D.,Zivot(1992)vớidữliệutồntạiđiểmgãytincậyhơn.

Mô phỏngdữliệu

Biến Dữ liệu gốc Sai phân bậc 1

Vớimứcý n g h ĩ a 5 % , k ế t q u ả k i ể m đ ị n h tínhd ừ n g c h o thấyc á c b i ế n khôngđồngloạtdừngtại dữliệubậc 0.Khilấysaiphâ nbậc1,c h u ỗ i dữliệu đồngloạtdừng(dữliệukhôngdừngởnguyênphânmàdừngởsaiphânbậc1).

KiểmđịnhđộtrễtốiđatrongmôhìnhVARnhằmmụcđíchtránhbỏsótđộtrễtrong tươngquanvềmốiquanhệgiữacácbiến.Kếtquảlựachọnđộtrễvớicáctiêuchuẩnlựac họnLR,AIC,FPE,SCvàHQ.

Vìtrongthựctiễncácnhântốkinhtếvĩmôrấtítkhipháthuytốiưungaytácđộn gcủanósau1thángmàthườngcóđộtrễvàithángnêntrongbàinghiêncứuthựcnghiệm này,tácgiảchọnđộtrễlà2đểthựchiệncáckiểmđịnhtiếptheo.

Mẫudữliệunghiêncứuchỉđồngloạtdừngởsaiphânbậc1ởtấtcảcácbiến,đểtránhhiệnt ượng“Hồiquygiảtạo”tronghồiquydữliệuchuỗithờigian,chuỗidữliệuhồiquy phảiđảmbảotínhđồngliênkết.K i ể m địnhđồngliênkếtchophépđolườngmối quanhệliênkếtgiữacácbiếntrongdàihạn

Dựavàophầnphươngphápnghiêncứuđốivớiđồngliênkết,bàinghiêncứucó5 biến đượcgiảđịnhlàbiếnđộclậpdovậytasẽkiểmtra5phươngtrìnhđồngliênkết.Nhìn vàobảng4.4tathấy:

Giảt h i ế t H o : “ A t most2 ” t h ì g i á t r ị t r a c e v a l u e l à 5 4 9 6 1 7 3 > C r i t i c a l v a l u e tươngứnglà47.85613tạimứcxácxuất0,05vậytheophươngphápJohansenta bác bỏgiảthiếtHolàtồn tại2phươngtrìnhđồng liênkết,chấpnhậngiả thiếtcóí t nhấtlà3phươngtrìnhđồngliênkết,tồntạiítnhất3mốiquanhệcânbằngdàihạn g i ữ a c á c b i ế n t ạ i mứcý n g h ĩ a 5 % Kiểm định thốngkê Maximum Eigen Value

EigenStatistic 41 54224 >CriticalValue33.87687vậybácbỏHoởýnghĩa 5%.Kếtluậnrằngtồntạiítnhất2phươngtrìnhđồngliênkếtởmứcýnghĩa 5%.

Kết luận :Kiểm địnhJohansencho kếtquảchuỗi dữliệutồn tại ítnhất3 phươngt rì n h đồngliênkếttạimứcýnghĩa5%.Tồntại đồngliênkếttrêndữli ệuchophépthựchiệnhồiquyhệphươngtrìnhVAR.Kếtquảđồngliênkếtcho phépthựchiệnhồiquyVARkhidữliệu dừngtạibậc1,tránh đượchiệntượnghồiquygiảmạo.

Kếtquảkiểm địnhGranger tạichophépkiểm tratương quannhânquả g iữ a cácbiếntrongmôhình.Kếtquảkiểm địnhGrangerchokếtquảvớip- valuenhỏhơn0.05vớicácmôhìnhvớicácbiếnVNINDEX,CPI,Lãisuấtliênng ânh àn g , Cungtiềnmởrộnglầnlượtlàbiếnphụthuộc.Kiểm địnhGrangertìmthấyb ằn g chứngtồntạiquanhệnhânquảgiữacácbiếntrongđasốmôhìn h.

BằngchứngGranger c ác biếntương quannhâ nquảcủngcố v i ệ cs ử dụ ng cá cdạng môhìnhVARtrongphântíchquanhệnhânquảgiữacácnhântốnghiên cứu, phươngphápVARphùhợpvớimụctiêunghiêncứutrêndữliệumẫu.

Trongngắnhạn,tỷgiáhốiđoái,cungtiềnmởrộng,chỉsốsảnxuấtcôngnghiệpcótácđộng nhânquảGrangerđếnCPI.

-Trongngắnhạn,khôngcóyếutốnàotácđộngnhânquảGrangerđếntỷgiáhốiđ oái -Trongngắnhạn,CPIcótácđộngnhânquảGrangerđếnlãisuấtliênngânhàng.

-Trongngắn hạn,CPIvàtỷgiáhối đoáitácđộng nhânquảGrangerlêncung tiềnm ở rộng.

Trongn g ắ n h ạ n , V N I N D E X , C P I , c u n g t i ề n mởr ộ n g c ó t á c đ ộ n g n h â n q u ả Gr an g e r đếnchỉsốsảnxuấtcôngnghiệp.

MốiquanhệnhânquảGrangermộtchiều:CPItácđộngđếnVNINDEX,Lãisuấtl iênngânhàngđếnVNINDEX,tỷgiáhốiđoáiđếnCPI,CPIđếnlãisuấtliênn g â n hàng,tỷgiá hốiđoáiđếncungtiền,VNINDEXđếnsảnxuấtcôngnghiệp.

LạmphátcótácđộngnhânquảhaichiềuGrangerđếncungtiềnmởrộng:điềun à y h oànt o à n p h ù hợpv ì b ả n c h ấ t c ủ a l ạ m p h á t l à s ự mấtc â n đ ố i g i ữ a k h ố i l ư ợn ghànghóavàkhốilượngtiềntệtronglưuthông.Cungtiềntăngsẽlàmlạmp hát giatăng. KinhtếViệtNamđãchứngkiếnthờikỳnớilỏngchínhsáchtiềntệkéodàidẫnđếntỷlệlạmph átphimãvàotrướcnăm2008.

Khôngcóyếutố nàot á c độ ng nhâ nq uả Gra ng er đếntỷgiáhố iđoáiv ì: Việt N amđangduytrìcơchếtỷgiácốđịnhcósựquảnlýcủaNgânhàngnhànướcvớimộtb iênđộdao độnghẹp, chínhvì vậytỷgiágầnnhư là thayđổikhôngđángkể.Sự biếnđộngvềtỷgiáchủyếuquyếtđịnhbởiquanhệcungcầuđôlaMỹtrênthịtrườngmà khôngchịuảnhhưởngbởiyếutốvĩmô.

KiểmđịnhđộổnđịnhcủamôhìnhVARdựatrênkiểmđịnhtínhdừngcủac h u ỗ i dữl iệusaisốtrongmôhìnhVAR.Kết quảkiểmđịnhtínhổn địnhmôhìnhV AR đượctrìnhbàybảngsau:

Lýdo chọn đềtài

TTCKlàmộtbộphậnquantrọngcủathịtrườngtàichính,vớichứcnănghuyđ ộngvốnchodoa nh nghiệpvànềnkinhtế,TTCKtrở thànhmộtcôngcụkhông thểthiếutrongđờisốngkinhkếcủanhữngnướctheođờisốngkinhtếthịtrườngnhấtl ànhữngnướcđangpháttriểncầnphảithuhútnguồnvốndàihạnchonềnkinht ếquốcdânnhưViệtNam.HiệuquảhoạtđộngcủaTTCKđượcxeml à m ộ t c h ỉ b á o q u a n t r ọ n g c ủ a n ề n k i n h t ế v ì n ó t h ể h i ệ n n i ề m t i n , đ ị n h hư ớn gcủanh àđầutưvàotươnglai.

TTCKViệtNamđãhìnhthànhvàpháttriểnhơn15năm,sovớilịchsửphá ttriểnthếgiớiđólàmộtthịtrườngcònnontrẻ,tuynhiênthịtrườngđãcónhữn gpháttriểnvượtbậc,đạtgấp2lầnsovớikếhoạchbanđầuvềquymôvốnhóa,sốlượngc ôngtyniêmyếttănglêngấp10lần,thịtrườngđãtrởthànhkênhhuyđộngvốnchonềnkin htếvớigiátrịhàngtrămngàntỷđồng.

Môitrườngkinhtếvĩmôsẽtạođộnglựcđểpháttriểnkinhtế,làyếutốquyếtđ ịnhđếntốcđộpháttriểncủanềnkinhtế.Nhưvậy,môitrườngkinhtếvĩmôcũngsẽtácđộ ngvàtạođộnglựcpháttriểnTTCK.Cácthôngtinvềcácbiếnkinhtế vĩmôảnh hưởng đến chứng khoán Việt Namsẽ có íchcho các nhà hoạchđịnh chínhsách,cáccôngty,cácnhàđầutưvàtấtcảcácbênliênquankhác.

Trảiquanhữngđợttăngtrưởngkhánóngvàon h ữ n g năm 20 07, 2008hiện naychứ ngkhoánViệtNam đan gtrong giaiđoạntăngtrưởngchậmlạivớihànghóacóch ấtlượngchiếmtỷtrọngtươngđốithấpsovớitổngkhốilượnghànghóagiaodịch,c hưacungứngnhiềuhànghóamớicólợinhuậncao,đápứngkỳvọngcủanhàđầutư,TTCKchưatrởthànhkênhdẫnvốnchonềnkinhtế.Vìvậycórấtnhiềuýkiếnhoàinghivề tínhhiệuquảvàổnđịnhcủathịtrườngchứngkhoán,gâyratâmlýengạiđốivớinhàđầu tưtrongnướcvàngoàinước.

HiệnnaynềnkinhtếViệtNamcũngđangđốidiệnvớinhiềukhókhănt háchthứcvớicáncânthươngmạinghiêngvềnhậpsiêu,dựtrữngoạihốichưađủm ạnh,hiệuquảsửdụngdòngvốnFDIcònthấp…

Nhưvậy,nhữnglongạicủanhàđầutưvềmôitrườngvĩmôhoạtđộngchứngkhoánlàho àntoàncósơsởvàcâuhỏiđặtralàcómốiliênhệnàogiữanềnkinhtếvĩmôvàthịtrườngchứng k ho án haykhông?

Chínhv ì t h ế , v i ệ c “ Ả n h h ư ở n g c ủ a c á c n h â n t ố k i n h t ế v ĩ môđ ế n t h ị trườngchứngkhoánViệtNam”làvấnđềcóýnghĩakhoahọc,thựctiễn,vàđượctácgiảc họnlàmđềtàinghiêncứuluậnvăn.

Mụctiêuvàcâuhỏi nghiêncứu

Mục tiêu nghiên cứu của luận văn là làm rõ sự tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô lên chỉ số VNINDEX, kiểm định mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô đến VNINDEX trong ngắn hạn và dài hạn Các yếu tố kinh tế vĩ mô được xem xét bao gồm: tỷ lệ lạm phát, tỷ giá hối đoái, lãi suất liên ngân hàng, mức cung tiền mở rộng và chỉ số sản xuất công nghiệp, trong giai đoạn từ 7/2000 đến 12/2014, được đo lường thông qua chỉ số VNINDEX Từ việc phân tích và kiểm định, tác giả sẽ giải thích, lượng hóa mối quan hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và chỉ số VNINDEX, đồng thời khuyến nghị một số giải pháp về kinh tế vĩ mô, nhằm góp phần thúc đẩy thị trường chứng khoán Việt Nam phát triển ổn định và bền vững, giúp nhà đầu tư cá nhân và tổ chức trong và ngoài nước giảm thiểu rủi ro khi đầu tư chứng khoán.

Songhànhvớiviệcnghiêncứumốiquanhệgiữatậphợpnhântốkinhtếvĩmôt ácđộngđếnthịtrườngchứngkhoán,luậnvănsẽlàmrõnhântốnàotácđ ộ n gchủy ếu,nhântốnàotácđộngthứyếuđếnbiếnđộngcủathịtrường.

Tậph ợ p n h â n t ố đ ư ợ c q u a n s á t b a o gồm:c h ỉ s ố V N I N D E X ( b i ế n p h ụ thuộc),lạmphát,lãisuấtliênngânhàng,tỷgiáhốiđoái,cungtiềnmởrộng,sảnl ư ợ n g côngnghiệp(biếnđộclập).

Đối tượngnghiêncứu

ThịtrườngchứngkhoánViệtNamgồmSởgiaodịchchứngkhoánt h à n h phốHồChíMinh(HOSE)vớichỉsốVNINDEX,SởgiaodịchchứngkhoánHàNộ i(HASTC)vớichỉsốHNXINDEXvàthịtrườngUPCOM.TuynhiênHOSElàsởgia odịchcókhốilượng-giátrịgiaodịch,sốlượngcôngtyniêmyếtcũngnhưlịch sửhình thànhtừkhikhaisinhraTTCK ViệtNam vàcốtyếuđâylàmộtt h ịtrườnggiàutiềmnăng nhấtcủaTTCK ViệtNam,vìvậytác giả lựa chọnxemx é t biếnđộngtrênsởgiaodịchchứngkhoánHOSEvớichuỗiVNINDEXl àđốitượng nghiêncứu.VNINDEXsẽđóngvaitròbiếnphụthuộc.

Trêncơsởthamkhảocácnghiêncứutrước củacáchọcgiảthựchiệnởnhiềuq uốcgiatrênthếgiới(ởMỹ)trongkhuvực(NhậtBản, ẤnĐộ,Hàn Quốc,TrungQuốc)vàtạichínhViệtNam,tácgiảđãlựachọnbiếnvĩmôcầnnghiên cứulàlạm phát,cungtiềnmởrộng,tỷgiáhốiđoái,lãisuấtliênngânhàng,chỉsốsả nx u ất côngnghiệpđểxemxétảnhhưởngcủanhântốnàyđếnchỉsốVNINDEX.

Phươngphápnghiêncứu

Trướctiên,đềtàicũngsửdụngthốngkêmôtả,kiểmtratựtươngquanđểphântí chchuỗisốliệubanđầu,kiểmtratínhdừng,kiểmtrađộtrễtốiưu,kiểmđịnhnhânquả GrangerlàmcơsởđểthựchiệnmôhìnhvectortựhồiquyVar. ĐềtàiứngdụngmôhìnhvectortựhồiquyVar,phântíchphânrãphươngsai và hàmphảnứngxungđểxemxétmứcđộ,chiềuhướng,thờilượngtácđộngc ủ a cácyếutố vĩmônhưlạmphát,cungtiềnmởrộng,tỷgiáhốiđoái,lãisuấtl i ê n ngânhàngvàchỉ sốsảnxuấtcôngnghiệpđếnchỉsốgiáchứngkhoántạiSởg iao dịchchứngkhoánthànhph ốHồChíMinh(HOSE).

Kếtcấuđềtài

Chương1:Giớithiệutómtắtvềđềtàibaogồmmụctiêuvàcâuhỏinghiêncứu,đốitượngv àphạmvi,phươngphápnghiêncứuvàcấutrúccủaluậnvăn.

Ảnhhưởngcủacácyếutố kinh tế vĩ mô đến chỉ sốgiáchứngkhoán

Lạmpháttác độngđếngiácổphiếuthông qua haigiácđộ, làmtănggiácổphi ếu hoặclàmgiảmgiácổphiếu.

Giác độ thứnhất lạm phátlàmtăng chiphí đầu vàokếtquả là,giábán sảnphẩmtănglênsẽđưa đếnvấnđềcầuvềhànghóathuhẹplại.Trongtươnglai,lợinhuậncủadoanhnghiệptấtyếug iảmsút,vìvậysẽgâyrabiếnđộnggiảmđốivớig i ácổphiếu.

Bêncạnh đó,lạmphátkhiếnniềmtin công chúng vàođồng nộitệbịgiảms ú t vàngườidâncóxuhướngtìmđếnkênhđầutưkhôngbịmấtgiánhưvàng,đ ôla,bấtđộngsản,tráiphiếuchínhphủhaygửitiếtkiệmnếulãisuấttăng.

MukherjeevàNaka(1995)trìnhbàyquanđiểmchorằng:lạmpháttănglà mtăngtỷlệrủirodanhnghĩavàtăngtỷlệlãisuấtchiếtkhấutrongmôhìnhđịnhgi áchứngkhoán.Ảnhhưởngcủatỷlệchiếtkhấucaosẽđượctrunghòavớiviệctăngdòngti ềntronglạmphát,tuynhiên dòngtiềncóthểtăngkhôngcùngtỷlệvớilạmphát(nhưđốivớicáchợpđồng danhnghĩakhôngchophépđiềuchỉnhdoanhthuvàchiphítrongngắnhạn),dovậydòn gtiềncóthểđiềuchỉnhnhanhhơnđểtănglạmphátsovớisảnlượngđầura,nghiêncứut hựcnghiệm củaFamavàSchwert(1977),GeskevàRoll(1983)chorằnggiáchứngkhoántươn gquanâm vớilạmphátkỳvọngvàlạm phátngoàikỳvọng,Chen,Roll,Ross(1986)vàn hiều h ọ c g i ả k h á c c ũ n g g h i n h ậ n q u a n h ệ n g ư ợ c c h i ề u g i ữ a l ạ m p h á t v à l ợ i nhuậnvốncổphần.

Trườngpháithứ2:lạmphát tươngquan c ù n g chiềuv ới giáchứn gkhoán.

Anariv à K o l a r i ( 2 0 1 1)n g h i ê n c ứ u t ạ i 6 q u ố c g i a Mỹ,C a n a d a , V ư ơ n g quốc Anh,Pháp,Đức,Nhậttrongkhoảngthờigiantừ1953-

1998,nghiêncứucủat á c giảtậptrunglượnghóamốiquanhệgiữalạmphátvàgiáchứn gkhoánbằngviệc ứngdụngphânrãphươngsaiChokeskivàmôhìnhVar,kếtquảchứng minhđượctrongdàihạn,giáchứngkhoáncogiãnnhiềusovớigiáhànghóa,đạtgi átrịtừ1.04-

1.65ởcả6quốcgia.Trongdàihạngiáchứngkhoánởcả6quốcgiatươngquandươngvớil ạmphát.

Hosseini( 2 0 1 1 ) n g h i ê n c ứ u t ạ i t h ị t r ư ờ n g T r u n g Q u ố c v à Ấ n Đột r o n g khoảngt h ờ i g i a n t ừ 1 / 1 9 9 9 đ ế n 1 / 2 0 0 9 ) v ớ i p h ư ơ n g p h á p đ ồ n g l i ê n k ế t v à VECMđiđếnkếtluậntrongdàihạnvàngắnhạntạimỗithịtrườngnh ưsau:TạiTrungQuốc:lạmpháttươngquancùngchiềuvớichỉsốShanghaiStock ExchangeI n d e x v ớ i hệs ố 0 , 1 3 9 Ả n h h ư ở n g c ủ a l ạ m p h á t đ ố i v ớ i c h ỉ s ố g i á chứngkhoáncóđộtrễ1thángTạiẤnĐộlàmốiquanhệcùngchiềuvớichỉsốB ombayStockExchangeIndexvớihệsố0,32.

MukherjeevàN a k a ( 1 9 9 5 ) c h ứ n g minhv i ệ c t ồ n t ạ i m ố i q u a n h ệ đ ồ n g b iến giữatỷgiáhốiđoáivớigiácổphiếu,ôngchorằngkhiđồngYênNhậtgiảmg iá sov ớiđồngđôlaMỹ,sảnphẩmhànghóacủaNhậtBảnsẽrẻhơnmộtcáchtươngđốisovới sảnphẩmcủaMỹ.Nếucầuđốivớihànghóacogiãnnhiều,khigiácảgiảmxuốngkhiế nlượngcầuxuấtkhẩutănglênlàmchodòngtiềnchảyv ào trongnướcđếnvớicác côngtyNhậtBản.ChiềungượclạisẽxảyrakhiđồngYênNhậtđượcđánhgiácaosovớiĐ ôLaMỹ.SửdụngphươngphápJohansen,kiểmđ ị n h đ ồ n g l i ê n k ế t v à p h ư ơ n g p h á p V E C M , t á c g i ả c h o t h ấ y t h ị t r ư ờ n g c h ứ n g khoán Tokyo cótươngquan dươngđốivớitỷgiáhối đoáivớihệ sốtươngquanlà0.39.Khitỷgiátăng1%thìchỉsốTSEsẽtănglêntươngứnglà0.39

Tangjitprom(2012)phântíchtạiTháiLanchothấytácđộngcủatỷgiáđế ng i á c h ứ n g k h o á n làn g ư ợ c c h i ề u , A c i k a l i n ( 2 0 0 8 ) t ì m thấyởT h ổ N h ĩ Kỳ quan hệlàngượcchiều

Tàichínhdoanh nghiệphiệnđạichứngminhrằng:giácổphầnhiệntạ ichính làtổnghiệngiácáckhoảnthunhậpcổtứctrongtươnglaichođếnvôhạn:

Nhưvậyvềlýthuyết,kinhtếhọcthừanhậnmốitươngquanngượcchiềugi ữ a lã isuấtvàgiáchứngkhoán. Đốiv ớ i d o a n h n g h i ệ p c ó s ử d ụ n g v ố n vay,l ã i s u ấ t t ă n g k h i ế n d o a n h ng h i ệp đốidiệnvớimộtkhoảngiatăngchiphísửdụngvốndẫnđếnkỳvọnglợin huận trong tươnglaicủa doanhnghiệpbị ảnhhưởng,vìvậygiá trịcổphiếucủadoanhnghiệptrênthịtrườngbịsụtgiảm.

Nghiêncứu thực nghiệmcủacác tác giả đều chorằng: lãi suất cótácđộngngượcchiềuđếnthịtrườngchứngkhoán.MukherjeevàNaka(1995 )đãchứngminhcholuậnđiểmnàytạithịtrườngchứngkhoánNhậtbảnthôngqu achỉsốc h ứ n g khoánTokyoStockExchange,đồngquanđiểmvớiôngcóGeskevàR oll( 19 8 3 ) ởthịtrườngMỹ.Họcgiả

Hu mpe andMacmillan(2007)khámphá quanhệgiáchứngkhoánvàlãisuấtởNhậtBảntrongdàihạncũngcóquanhện gư ợ cchiều. Ởchiềun g ư ợ c l ạ i , Tácgiả K u w o r n u ( 2 0 1 2 ) n g h i ê n c ứ u tạiG h a n a p h á t hiệnratỷsuấtsinhlợicủachỉsốGSEAllShareIndextươngquandươngvớilãisuấttí nphiếuchínhphủtrongdàihạncũngnhưngắnhạn.

1990pháthiện:lạmphátcóquanhệdươngvớitỷlệtăngtrưởngcungtiềnm ở rộng, sựtăng lên củacung tiềnmởrộng cóthể dẫntớităngtỷlệlãi suất chiếtkhấugâyrahiệuứngâmvớigiáchứngkhoántrongmôhìnhđịnhgiá,tuynhiênn h ữn g góikíchthíchkinhtếcókhảnăngtạoranhiềuthunhậpchocáccôngtylàmtă ngdòngtiềnvàtừđógiatănggiáchứngkhoán.Cungtiềnmởrộngtănglên1%sẽk hiếngiáchứngkhoántăng3.79%,thôngquaviệctíchtụ thunhậpcủacông tylấnátnhữnghiệuứngâmnảysinhkhităngcungtiềnmởrộnglà mgiat ăn g lạmphát.

Hosseini(2011)nghiêncứutạithịtrườngtạiTrungQuốcvàẤnĐộđiđếnkếtluậnt rongngắnhạnchỉsốgiáchứngkhoánTrungQuốctươngquandươngn h ư n gkhô ngđángkểvớicungtiềnmởrộngM2vớiđộlớn0,701.

Trongdàihạn,mốitươngquandươngnàylàdoviệcbơmcácquỹcôngvàot hịtrườngdẫnđếnthunhậpcủacôngtytănglên,bêncạnhđólàdochínhsáchtiền tệcủaquốcgianàycótínhthuậnchukỳ.

22,53)làdochínhsáchtiềntệcóhiệuứngnghịchc h u kỳ.Hiệuứngâmnàyphùhợp vớikỳvọngrằngkhităngcungtiềnmởrộngthìlạmphátsẽtăngcaohơnvàlợinhuậntăng thấphơn.

Mukherjee và Naka (1995) cho rằng chỉ số sản xuất công nghiệp có mối quan hệ tích cực với tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng, và sự gia tăng cung tiền có thể dẫn đến tăng lãi suất chiết khấu, gây ảnh hưởng tiêu cực đến giá chứng khoán trong mô hình định giá Tuy nhiên, các gói kích thích kinh tế có khả năng tạo ra nhiều thu nhập cho các công ty, làm tăng dòng tiền và từ đó gia tăng giá chứng khoán Nghiên cứu của Chen, Roll và Ross (1986) tại Mỹ cũng chỉ ra rằng hoạt động kinh tế thực có mối quan hệ tích cực với giá chứng khoán Fama (1990) cũng khẳng định mối liên hệ này, tương tự như các nghiên cứu của Geske và Roll (1983) và Lee (1992) tại Mỹ trong giai đoạn hậu chiến, đều cho thấy kết quả tương quan tích cực.

17,74)nhưn gvớiđộtrễ1thángthìtươngquanlạiđảochiềudương,điềunàylàdo sựgiatăngnăngsuấtthựccủavốnsẽdẫnđếntăngsảnlượngdựkiếntrongtươngl ai Lợinhuậndựkiếncaohơnthúcđẩynhàđầutưvaymượntrongthựctạiđểtạo rasản lượng tươnglai dựkiến Việctăng cầu cácquỹchovaysẽlàm tănglãisuấtdẫnđếngiảmhiệngiádòngtiềntươnglaitừđóđưađếnthunhậpthấphơ nvàgiácổphầnđixuống.

Trongdàihạn,mốitươngquandươngnàylàdoviệcbơmcácquỹcôngvàot hịtrườngdẫnđếnthunhậpcủacôngtytănglên,bêncạnhđólàchínhsáchtiềntệcủaTru ngQuốcmangđặctínhthuậnchukỳ.

TạiẤ n Đ ộ , H o s s e i n i ( 2 0 1 1 ) k h ẳ n g đ ị n h r ằ n g c h ỉ s ố g i á c h ứ n g k h o á n tươngquancùngchiềuvớisảnxuấtcôngnghiệpvớiđộlớnlà(52,51)làbiế nsốk i n h tếvĩmôcótácđộnglớnnhấtđếnbiến động giáchứngkhoán.Nguyênnhânl à doviệctănglêntronghoạt độngkinhtết h ự c là mtăngcổtức.T ăn g trưởng trongs ả n l ư ợ n g t h ự c s ẽ l à m t ă n g d ò n g t i ề n t ư ơ n g l a i d ự k i ế n v à g i a t ă n g l ợ i n h u ận côngty.Tănghoạtđộngkinhtếthựccótácdụ nglàmcảithiệndòngtiền.

Các nghiêncứuthựcnghiệmvềmốiquanhệgiữacácnhântố kinh tế vĩmô và thịt r ư ờ n g chứngkhoán

Nghiênc ứ u mốiq u a n h ệ g i ữ a n h â n t ố v ĩ môvà t h ị t r ư ờ n g c h ứ n g k h o á n đượcthựchiệnbởinhiềuhọcgiảvớisựđadạngvềphạmvi,dữliệuvàphươngpháp nghiêncứu.

Nghiên cứu của Geske và Roll (1983) cho thấy mối quan hệ ngược giữa lợi nhuận cổ phiếu và lạm phát dự kiến, cũng như lạm phát thực tế tại Mỹ, liên quan đến chính sách tiền tệ và tài khóa Tác giả khuyến nghị rằng việc mở rộng tiền tệ có thể dẫn đến lạm phát dự kiến tăng cao Dòng tiền tăng lên tạo ra sức ép lên sản lượng thực tế, trong khi nguồn tiền này chủ yếu đến từ vay mượn từ Quỹ Dự trữ Liên bang và Kho bạc Mỹ, cần phải trả lại bằng thuế doanh thu Điều này có thể dẫn đến thâm hụt ngân sách Các nhà đầu tư trái phiếu sẽ ngay lập tức điều chỉnh chiến lược mua bán chứng khoán của mình Do đó, sự gia tăng lãi suất do lạm phát trở thành một yếu tố nguy hiểm, vì chỉ cần một thay đổi nhỏ trong lãi suất có thể gây ra phản ứng lớn trong giá chứng khoán.

Nghiên cứu của Chen, Roll và Ross (1986) về "Lực lượng kinh tế và thị trường chứng khoán" đã phân tích mối quan hệ giữa các biến trạng thái trong nền kinh tế và tác động của chúng đến tỷ suất sinh lợi của chỉ số NYSE từ 1953-1984 Tác giả sử dụng phương pháp ước lượng độ nhạy cảm của tài sản thông qua việc hồi quy tỷ suất sinh lợi với sự thay đổi kỳ vọng của các biến trạng thái kinh tế Kết quả cho thấy một số biến số kinh tế quan trọng như sản lượng công nghiệp, thay đổi phần bù rủi ro, và lạm phát kỳ vọng có ảnh hưởng lớn đến tỷ suất sinh lợi của chứng khoán Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng biến chi tiêu thực tế không có ý nghĩa đáng kể trong việc giải thích tỷ suất sinh lợi Cuối cùng, tác giả kiểm tra tác động của biến chỉ số thay đổi giá dầu và nhận thấy không có ý nghĩa thống kê nào trong việc ảnh hưởng đến giá tài sản.

Fama( 1 9 9 0 ) n g h i ê nc ứ u t ạ i Mỹc h o thấyv i ệ c đ o l ư ờ n g p h ư ơ n g s a i l ợ i nhuậncủachỉsốgiáchứngkhoántrướccáccúsốcdòngtiềnsẽđòihỏirấtnhiềudữliệ uthờigianvàcáccúsốctácđộngđếnlợinhuậnkỳvọnglàmộtcáchđểđánhgiátí nhhợplýtronggiácổphiếu.Cácbiếnđạidiệnchodữ liệuquákhứcủalợinhuậnk ỳvọng vàcáccú sốctronglợinhuậnkỳvọngchiếm30%tỷtrọngphươngsailợinhuậnhàngnămtrênthịt rườngNysecòntốcđộtăngtrưởngsảnp h ẩ m (chỉsốsảnxuấtcôngnghiệp)đạidiệnch odòngtiềnkỳvọngthìgiảithích4 3%phươngsailợinhuận.Kếthợpnănglựccủacácb iếnnghiêncứugiảithíchđ ư ợ c 58%phươngsailợinhuậnhàngnămcủachứngkhoán làthôngtinhữuíchc h ứ ng minhtínhhiệuquảcủathịtrường.

Lee(1992)vớicáchtiếpcậnđabiếnVectortựhồiquyVarđãkhámphámốiqu anhệnhânquảvàtươngtáchữucơgiữatỷsuấtsinhlợicủatàisản,hoạtđộ n g k in h t ế v à l ạm phát trong thờikỳhậu chiến ởHoaKỳ.Kết quảchủyếunhưsau:thứnhấtlàtỉsuấtsinhlợicổphiếucótácđộngnhânquảGra ngervàgiúpgiảithíchhoạtđộngkinhtếthựctheohướngđồngbiến,thứhailàtỉsuấtsin hlợicủacổphiếugiảithíchkhôngđángkểsựthayđổicủalạmphátmặcdùlãisuấtt hì giảithíchmộtphầnđángkểtrongbiếnđổicủalạmphátvàthứbalạmphátítg iải thích chohoạtđộngkinhtếthực.NhữngpháthiệnnàyphùhợpvớinghiêncứucủaFama(1981),GeskevàRoll(1983).

N a k a ( 1 9 9 5 ) v ớ it ự a đ ề , “Dynamicrelationsbetweenmacroeconomicvari ablesandtheJapanesestockmarket:ana p p l i c a t i o n o f a v e c t o r e r r o r c o r r e c t i o n m o d e l ”,đ ã p h â n t í c h v a i t r ò c ủ a s á u n h â n t ố v ĩ môđ ế n t h ị t r ư ờ n g c h ứ n g k h o á n t ạ i N h ậ t B ả n c h o g i a i đ o ạ n t h á n g 1/1971đến1 2 / 1 9 9 0 , vớiv iệcápdụngmôhìnhvéctơtựhồiquyVECMtheophương phápJohansen(1991)vàso sánhvớiphươngpháp

VAR.NghiêncứusửdụngphântíchđồngliênkếtJohansenvàvectorhiệuchỉnhsais ốVECMmangl ạ i mộtkhunglýthuyếtthíchhợphơnsovớiviệcsửdụngmôhìnhvéctơ tựhồiquy(VAR)vìtácgiảchorằngVECMcókhảnăngdựbáotốthơnsovớicácmôhình vectortựhồiquy,điềunàycũngđượckhẳngđịnhmộtlầnnữatrongnghiêncứ u củaDarrat (1990).

Sáubiếnvĩmôđượcchọnđềuảnhhưởngđếndòngtiềnhaytỉsuấtsinhlợit rongmôhìnhđịnhgiáchứngkhoáncơbản,cácbiếnđólà:tỷgiáhốiđoáiEX,lạ mphát CP I, C u n g ti ền M, hoạ tđ ộn g k i n h tế th ực IP, l ãis uất tr ái ph iế u chín hphủdàihạnLGB,lãisuấtbảochứngCMR(Callmoneyrate)

Tồntạimốiquanhệđồngbiếngiữatỷgiáhốiđoáivàgiácổphiếu.Khiđồn gYênNhậtgiảmgiásovớiđồngĐôlaMỹ,sảnphẩmhànghóa,dịchvụcủaNh ậ t Bảntrở nênrẻ hơnmộtcáchtươngđốisovớisảnphẩmcủa Mỹ,vànếu cầuđố ivớinhữnghàng hóanàylàco giãnthìgiá giảmkhốilượngcầusẽ giatăng,từđ ó dòngtiềnđivàocáccôngtycủaNhậtsẽtănglên.Trườnghợpngược lạisẽxảyrakhiđồngYênNhậtđượcđánhgiácaosovớiđồngĐôlaMỹ.

Tồntạimốiquanhệnghịchbiếngiữalạmphátvàgiáchứngkhoán.Lạmp h át t ănglàmtăngtỷlệrủirodanhnghĩa,tăngtỷlệchiếtkhấutrongmôhìnhđị nh giá cơbản.Tácđộngcủatỷlệchiếtkhấucaosẽbịtrunghòabởiviệctăngd òn gtiềntrong lạmphát.Tuyvậydòngtiềnvàlạmphátcóthểtăngkhôngcùngtỷlệ.Defina(1991)chỉra rằngvớicáchợpđồngdanhnghĩakhôngchophépsựđ i ề u chỉnhdiễnrangaylậptứcđố ivớidoanhthuvàchiphídovậydòngtiềncóthểđượcđiềuchỉnhnhanhhơnđểtănglạ mphátsovớigiácảsảnlượngđầura.CácnghiêncứuthựcnghiệmkháccủaFamav àSchwert(1977),GeskevàRoll(1983)vàChen,Roll,Ross(1986)cũngghinhận quanhệngượcchiềugiữalạmp h át vàlợinhuậnvốncổphần.

Cóthểtươngquandươngvàcóthểtươngquanâmgiữacungtiềnvớitỉsu ất sinhlợichứngkhoán.Ảnhhưởngcủacungtiềnđếngiáchứngkhoáncóthểtheo2 c h i ề u h ư ớ n g , vìtỷl ệ l ạ m p h á t t h ì c ù n g c h i ề u v ớ i tỷl ệ t ă n g c u n g t i ề n ( ng hi ên c ứuFama,1982),mộtsựtănglêncủacungtiềncóthểdẫntớitănglêncủatỷlệlãisuấtc hiết khấudẫnđếntươngquanâmđốivớigiáchứngkhoán.Tuynhiêntrongtrườnghợptăng cungtiềnbởicácgóikíchthíchkinhtếthìtươngquancungtiềnđốivớigiáchứn gkhoáncóthểlàcùngchiềubởivìtăngcungtiềngâyrahiệuứngtăngthunhậpcáccôngty, kếtquảlàsẽtăngdòngtiềntươnglaivàtănggiáchứngkhoán.

Mứcđ ộ c ủ a h o ạ t đ ộ n g k i n h t ế t h ự c ( đ ạ i d i ệ n b ở i C h ỉ s ố s ả n x u ấ t c ô n g nghiệp),thôngquahiệuứnglêndòngtiềntươnglaikỳvọngsẽảnhhưởngcùngch iều đốivớigiáchứngkhoán.Fama(1990),Chen,Roll&Ross(1986),GeskevàR o l l ( 1 9 8 3 ) , c ù n g n h i ề u t á c g i ả k h á c đ ề x u ấ t t ư ơ n g q u a n d ư ơ n g g i ữ a g i á chứngkhoánvàhoạtđộngkinhtếthực.

Sựthayđổitrongngắnhạnvàdàihạncủalãisuấttráiphiếuchính p h ủ đ ư ợ c kỳvọngcùnghướngvớilãisuấtchiếtkhấuthôngquatỷlệlãisuấtphirủi rodanhnghĩa.Vìvậygiảthiếtmốiquanhệgiữalãisuấtnàyvàgiáchứngkhoánlàngượcchi ều.

Dữliệu: ĐượcthuthậptừthốngkêtàichínhquốctếInternationalFinancialStatistics ( I F S c o d e ) c ô n g b ố b ở i quỹt i ề n t ệ q u ố c t ế , t ừ t h á n g 1 / 1 9 7 1 đ ế n 12/1990gồm240quansáthàngthángchomỗibiến.Sởdĩtácgiảlựachọnnămbắtđầ ulànăm1971vìthờiđiểm đóthịtrườngchứngkhoánNhậtbảntrởnêndễt iếp cậnvàhòanhậphơnvớithịtrườngth ếgiớimặcdùphảiđếnnăm1973hiệntượngtỷgiá t h ả n ổ i c ủ a N h ậ t B ả n m ớ i đ ư ợ c k i ể m s o á t , đ i ề u h à n h , á p l ự c t h ị trườngbuộcđồng Yên Nhậtbịđánhgiá caosovớiđồngđô laMỹnăm1971,đâyđượccoilàdấumốcquantrọngvìtỷgiáhốiđoáilàmộttrongsáunhânt ốkinhtếvĩmôđượclựachọnđểphântích.Thêmvàođó,theoquansátcủaHamao(1988)thị t r ư ờ n g t h ứ c ấ p t r á i p h i ế u c h í n h p h ủ c ủ a N h ậ t B ả n t r ở n ê n n ă n g đ ộ n g h ơ n trongthậpniên1970.

Quakhảosáttácgiảrútranhậnxétrằng:chỉsốgiáchứngkhoán Nhật Bảncóxuhướngtuyếntínhtheochuỗithờigianquansátvìvậytácgiảlựachọnph ương p h á p V E C M c ủ a J o h a n s e n l à t r ọ n g tâm,c h ọ n V E C M v ớ i p h ư ơ n g phá pđồngliênkếtđểkhámpháraquanhệcânbằngtrongdàihạngiữacácbiếncòn Varchỉ xemxétquanhệgiữacácbiếntrongngắnhạn,hơnnữatheotácgiảp h ư ơ ng p h á p V a r x u ấ t h i ệ n n h i ề u s a i s ố t r o n g ư ớ c l ư ợ n g , c á c b ư ớ c t i ế n h à n h trongnghiênc ứunhưsau:

- HồiquygiátrịΔYY tt r o n g phươngtrìnhVECMđốivớiđộtrễkhácnhaucủ aΔYYtvàΔYYt– kvàư ớ c l ư ợ n g v e c t o r đ ồ n g l i ê n k ế t t ừ t ư ơ n g q u a n Canonicalc ủatậphợpphầndưtừphươngtrìnhhồiqui.

Cácbiếnđượcthốngkêmôtảởnguyênphânvàsaiphânbậcnhất.Quab ản gsaiphânbậc1tácgiảthấyrằngchỉsốTSEtăngtrưởngấntượngvới1%mỗithán g,đồngyêntănggiásovớiđồngđôlaMỹ(-

0,4%),cungtiền,tỷlệlạmp h á t vàchỉsốsảnxuấtcôngnghiệptăngtrưởngởmức tươngđốithấp(tươngứng0,7%;0,4%và0,3%),tỷlệlãisuấttráiphiếudàihạnv àlãisuấtbảochứngduytrìtăngtrưởngởmứcđộthấp(trungbìnhđềubằng0%).

Kiểm tratí nh dừn g bằn g cảhaiph ương pháp

Kiểm định đồng li ên kế t (J ohansen , 1991 ) ÁpdụngkiểmđịnhQtestcủaBox-Pierce-

SửdụngkiểmđịnhTracevàgiá trịλ maxvớiđộtrễ12thìcảhai kiểmđịnhnàyđềuđiđếnkếtluậnrằngcónhiềuhơn1mốiquanhệđồngliênkết. Đối vớikiểmđịnh Trace bác bỏ giả thiết số phươngtrình đồng liênkết r

≤2 ,ủnghộmốiquanhệđồngliênkếtr=3. Đốivớikiểmđịnhλ maxbácbỏgiảthiếtsốphươngtrìnhđồngliênkếtr≤1ủ n g hộgiảthi ếtr=2.

Tácgiảkếtluậnsốphươngtrìnhđồngliênkếtr=2theoJohansenand Juselius(1990),n g ư ờ i ủnghộviệckếtluậntheotiêuchíλ max.T ừ đ ó p h ư ơ n g trìnhđồng liênkếtcódạngnhưsau:

TSE=0.39EX+3.79M-4.82CPI+0.89IP-1.97LGB+1.03CMR- 20.3

KiểmđịnhLRtestđểxácđịnhtồntạihaykhôngtồntạixuhướngtuyến tính.KếtquảchỉrarằngTSEphânphốitheomốiquanhệđồngliênkết.GiátrịLR.08cóýnghĩathốngkêtạimức1%với2bậctựdo.

KếtluậnvớigiảthiếtH1:Kếtquảthựcnghiệmchothấy,cótươngquandương giữatỷgiávàthịtrườngchứngkhoán.Tácgiảchorằnggiáchứngkhoánđ ược quyếtđị nhbởidòngtiềnkỳvọngvàtỷsuấtlợinhuậnkỳvọngtươngứngvớimứcrủirođầutư. Giảithíchchonhữngkếtquảnày,tácgiảnhậnđịnhrằng,khitỷgiátănglênlàthờiđiể mđồngYênNhậtđượcđánhgiáthấpsovớiđồngĐôLaMỹ,hànghóacủ a Nhậttr ởnênrẻhơn,vìvậyxuấtkhẩuhàn ghóacủaNhậtsẽgặpnhiềuthuậnlợihơnvàdò ngtiềnđivào,khiếnchogiáchứngkhoáng ia tăng.

Kếtl u ậ n v ớ i g i ả t h i ế t H 2 : M ố iq u a n h ệ g i ữ a l ạ m p h á t v à t h ị t r ư ờ n g c h ứ n g k h o á n l à n g ư ợ c c h i ề u T h ự c n g h i ệ m t ạ i MỹF a m a v à S c h w e r t ( 1 9 9 7 ) , Ch en Rollvà Ross(1986),Geske vàRoll(1983) cũngghi nhậnkếtquả tươngtự.L ạm phátlàmtăng lãisuất trái phiếu chính phủtrongdài hạnvà dẫn tớigiảm giác h ứ n g khoán.

KếtluậnvớigiảthiếtH3:Phươngtrìnhđồngliênkếtcũngchothấymốiquanh ệgiữaTSEvàcungtiềnlàđồngbiến,kếtquảnàyhàmýrằngmứccungtiềncóhiệuứn gdươngđếngiáchứngkhoán thông quahiệu ứngtíchtụ thunhậpdo an h nghiệpsẽlấnát hiệuứngtiêucựcđếntừlạmphát.Mứccungtiềnmởrộnglàmgia t ă n g l ã i s u ấ t t r á i p h i ế u , k é o t h e o g i á c h ứ n g k h o á n g i a t ă n g , đ ồ n g t h ờ i mứccungtiềnmởrộngcũng làmtăngtỷlệlạmphát.Tuynhiêntổnghòacảhaihiệuứngtrên,tácđộnglàmtănggi áchứngkhoáncủamứccungtiềnmởrộngvẫnlấnátphầntácđộngcủanóđếnviệcgi ảmgiáchứngkhoán.

KếtluậnvớigiảthiếtH4:Tươngquandươngđượctìmthấytrongquanhệc ủaTSEvàchỉsốsảnxuấtcôngnghiệp,phùhợpvớibáocáotừthịtrườngMỹ.Ch ỉsốsảnxuấtcôngnghiệpphảnánhsảnlượngthựctếcủanềnkinhtế,dov ậy khichỉsốs ảnxuấtcôngnghiệpcaoth úc đẩydòngtiềnđivào,giáchứngk ho ánsẽtăng.

KếtluậnvớigiảthiếtH5:Lãisuấtbảochứngtươngquandươngvớigiáchứn gkhoán Lãi suất bảo chứngphản ánh chi phínhà đầu tưtrả chomôigiớivềkhoảnt i ề n môig i ớ i vayhộn h à đ ầ u t ư t ạ i n gânh à n g , v ì vậynế ul ã i s u ấ t b ả o chứnggiatăngthìgiáchứngkhoángiatăng.Lãisuấtbảochứngthườngđượ csử dụnglàmthướcđosựpháttriểncủamộtthịtrườngchứngkhoán,thịtrườngnàocàn g p háttriểnthịlãisuấtbảochứngcàngđượcápdụngphổbiếnvàđượctínhtoánbằngtỷ lệphầntrămtrênkhoảnvayhộ.

Lãisuấttráiphiếuchínhphủdàihạnthaythếtốthơnsovớilãisuấtngắnhạn ch o toànbộyếutốphirủi rodanhnghĩatừđó nóđóngvaitrònhưtỷlệchiếtkhấu trongmôhìnhđịnhgiáchứngkhoáncơbản.D o vậylãisuấttráiphiếuchínhphủdàihạntương quan n g ư ợ c chiềuvới tỉsuấtsinh lợicủa chứngkhoán.

NhưvậyvớiviệcápdụngphươngphápVECMcủaJohansen,tácgiảđãtì mramốiquanhệđồngliênkếtgiữathịtrườngchứngkhoánNhậtBảnvớitậph ợp 6b iếnsốvĩmôtrongdàihạn,tácgiảđưađếnkếtluậnchỉsốTokyoStockE xch an ge tr ênthịtrườngchứngkhoánNhậtBảncótươngquanthuậnchiềuvới:cungtiềnmởrộn g,tỷgiáhốiđoái,sảnxuấtcôngnghiệp,lãisuấtbảochứngvàtươngquanngượcchi ềuvớichỉsốCPI,lãisuấttráiphiếuchínhphủdàihạn.

Goswamiv à J u n g ( 1 9 9 7 ) s ửd ụ n g V E C M đ ể k h á m p h á mốiq u a n h ệ trong ngắn hạn vàdàihạn giữa giá chứngkhoán HànQuốclà đồngliên kếtvới9b iến sốkinhtếvĩmô.GiáchứngkhoánHànQuốctươngquandươngvớichỉ sốsảnxuấtcôngnghiệp,lạm phátvàlãisuấtngắnhạn.GiáchứngkhoánHànQuốctươngquanâmvớilãi suấtdàihạnvàgiádầu.

Nhữngthayđổicủatỷgiáhốiđoáiảnhhưởngđếngiácổphiếuởcảhaihướng:mấtgiá củađồngHànQuốcWonđốivớiđôlaMỹlàtươngquanthuậnchiềuvàmấtgiácủa đồngWonvớiđồngY ên Nhậtlàngượcchiều.

MaysamivàKoh (2000) chỉ ra mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán Singapore (TTCKS) và các biến vĩ mô được chọn Sau khi ứng dụng mô hình vector điều chỉnh sai số VECM, tác giả nhận thấy rằng những thay đổi trong hoạt động kinh tế thực, chỉ số sản xuất công nghiệp và thương mại không cùng diễn ra trong cùng một thứ tự với sự thay đổi của nguyên nhân chỉ số giá chứng khoán Singapore Những thay đổi trong sai phân của TTCKS Singapore thể hiện mối quan hệ đồng liên kết với các thay đổi về mức giá, cung tiền, lãi suất ngắn hạn và dài hạn đối với tỷ giá hối đoái Khi lãi suất và tỷ giá có sự thay đổi có ý nghĩa, mối quan hệ đồng liên kết giữa mức giá và cung tiền lại không có sự đóng góp trong mối quan hệ này Điều này cho thấy thị trường chứng khoán Singapore lành mạnh cả với lãi suất và tỷ giá Ngoài ra, bài nghiên cứu còn đi đến kết luận rằng TTCK Singapore tương quan dương và có ý nghĩa về mặt thống kê trong mối quan hệ đồng liên kết với TTCK Nhật Bản và Mỹ.

AnarivàKolari(2011)đãkhámphá mốiquanhệgiữalạmphát vàchỉsốg i át i ê u d ù n g t ạ i 6 q u ố c g i a Mỹ,C a n a d a , V ư ơ n g q u ố c A n h , P h á p , Đ ứ c , N h ậ t t r o n g khoảngthờigiantừ1/1953-

Nghiên cứu của tác giả, dựa trên 564 quan sát hàng tháng từ tháng 12/1998, sử dụng các phương pháp phân tích như đồng liên kết Johansen, hàm phản ứng đẩy, phân rã phương sai Choleski và mô hình VAR, đã chỉ ra mối quan hệ giữa lạm phát và giá cổ phiếu ở 6 quốc gia Kết quả cho thấy trong dài hạn, cả hai biến đều tồn tại một vector đồng liên kết, với lạm phát ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trong ngắn hạn Tuy nhiên, trong dài hạn, mối quan hệ giữa giá cổ phiếu và lạm phát có sự khác biệt về thời gian chuyển dịch ở mỗi quốc gia: Mỹ có 108 kỳ quan sát, Canada 42 kỳ, Anh 48 kỳ, Pháp trên 90 kỳ, Đức 72 kỳ, và Nhật Bản trên 54 kỳ.

Atmadja(2005)tiếnhànhnghiêncứunhằmkiểmtrasựtồntạicủaquanhện hânquảGrangergiữagiácổphiếuvàbiếnkinhtếvĩmôtrong5quốcgiaAsea nb a o g ồ m I n d o n e s i a , Malaysia,P h i l i p p i n e s , S i n g a p o r e v à T h á i L a n t ậ p t r u n g đặcbiệtvàophântíchcúsốckinhtếtronggiaiđoạnnhữngnăm1997k hicuộckhủnghoảngtàichínhchâuÁdiễnravàgiaiđoạntrởvềsaunày.Dữliệuđượ clấytheotừngthángcủachuỗithờigian.KhungphântíchlàquanhệnhânquảGra ngerđượctiếnhànhdựatrênvectortựhồiquyVar.Nghiêncứuchothấy cór ấ t í t q u a n h ệ n h â n q u ả G r a n g e r g i ữ a c á c b i ế n c h ỉ s ố g i á c h ứ n g k h oá n c á c nướcvà biếnkinhtếvĩmôđiềunàyhàmýrằngchỉsốgiáchứngkhoánnội địaítchịutácđộngbởicácyếutốvĩmô.DovậythịtrườngchứngkhoánAseannắmb ắtkhônghiệuquảnhữngthayđổitrongthôngtinkinhtế,điềunàyhoàntoànph ùhợpvớinhữngnghiêncứuởcácthịtrườngmớinổi.Thịtrườngchứngkhoánk h ô n g đóng vaitròquantrọngtrongnềnkinhtếhầuhếtcácnướcvàbiếnvĩmôk hô ngphảilàchỉs ốthíchhợpđểdựđoánhànhvitươnglaicủacácbiếnvĩmôkháccũngnhưdựđoáncho chỉsốgiáchứngkhoán.

Gan (2006) đã thực hiện nghiên cứu tại New Zealand từ năm 1990 đến 2003 với tập hợp 7 biến vĩ mô sử dụng phép kiểm định đồng liên kết Tác giả đã áp dụng phương pháp Maximum Likelihood Johansen và kiểm định nhân quả Granger để xác định xem chỉ số chứng khoán New Zealand có phải là chỉ báo hàng đầu cho các biến kinh tế vĩ mô hay không Nghiên cứu cũng khám phá mối liên kết trong ngắn hạn giữa chỉ số NZSE40 và các biến vĩ mô bằng cách sử dụng phương pháp phân tích kế toán đổi mới Kết quả cho thấy chỉ số NZSE40 luôn có thể được xác định bằng lãi suất, cung tiền và GDP thực tế Tuy nhiên, không có bằng chứng cho thấy các chỉ số chứng khoán New Zealand đóng vai trò là chỉ báo hàng đầu cho những thay đổi trong các yếu tố kinh tế vĩ mô.

&PcủachứngkhoánMỹtrongdàihạntrongk h o ản g thờigiantừ1/1965đến6/2005, đưarakếtluậncủanghiêncứunhưsau:t ồ n tạimộtvectorđồngliênkếtgiữachỉsốS&P tươngquancùngchiềuvớisảnxuấtcông nghiệp,tươngquan ngượcchiềuvớichỉsốgiátiêudùngvàlãisuấtdàih ạn (lãisuấttráiphiếuchínhphủMỹ10 năm),cótươngquancùngchiềunhưngk h ô n g đá n g k ể v ớ i m ứ c c u n g t i ề n m ở r ộ n g T ạ i t h ị t r ư ờ n g c h ứ n g k h o á n N h ậ t Bản,tácgiảchứngminhtồntạihaivector đồngliênkết,giáchứngkhoántươngq uanngượcchiềuvớicungtiềnmởrộngvàtươ ngquancùngchiềuvớisảnxuấtcôngnghiệp,chỉsốsảnxuấtcôngnghiệptươngq uanngượcchiềuvớigiátiêudùngvàlãisuấtdàihạn(lãisuấtchiếtkhấuDiscocủaNhật).

Mahmoodv à D i n n i n a h ( 2 0 0 9 ) đ ãp h â n t í c h mốiq u a n h ệ g i ữ a g i á c ổ p hiếu vàcácbiếnkinhtếvĩmôở6nướckhuvựcChâuÁ–

Bài nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số sản xuất công nghiệp của Thái Bình Dương, bao gồm Malaysia, Hàn Quốc, Thái Lan, Hồng Kông, Nhật Bản và Úc từ tháng 1/1993 đến tháng 12/2002 Dữ liệu hàng tháng được sử dụng cho Malaysia, Thái Lan, Hàn Quốc và Nhật Bản, trong khi dữ liệu quý được áp dụng cho Hồng Kông và Úc Mô hình vector hiệu chỉnh ECM cho thấy có mối quan hệ tồn tại giữa các biến trong ngắn hạn tại Nhật Bản, Hàn Quốc, Hồng Kông và Úc, nhưng không có mối quan hệ đồng liên kết nào ngoại trừ tỷ giá hối đoái và chỉ số giá cổ phiếu ở Hồng Kông Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các yếu tố vĩ mô không có tác động đáng kể đến thị trường, mặc dù đây là những thị trường mới nổi và đang phát triển, ngoại trừ Thái Lan và Hồng Kông.

Hosseini (2011) trong nghiên cứu mang tên “Vai trò của các biến số vĩ mô đối với chỉ số thị trường chứng khoán tại Trung Quốc và Ấn Độ” đã tập trung đánh giá mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và bốn biến số vĩ mô: giá dầu thô, mức cung tiền mở rộng M2, sản xuất công nghiệp và tỷ lệ lạm phát ở hai quốc gia này, trong khoảng thời gian từ 1/1999 đến 1/2009 Tác giả đã áp dụng kiểm định Augmented Dickey-Fuller để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, nhận thấy chuỗi thời gian không dừng ở nguyên phân ngoài cung tiền mở rộng của Trung Quốc, sản xuất công nghiệp và lạm phát ở Ấn Độ, tuy nhiên tất cả chuỗi dữ liệu đều dừng ở sai phân bậc 1 Tiếp theo, tác giả sử dụng kỹ thuật đồng tích hợp theo Engle và Granger (1987), Johansen và Johansen.

J u s e l i u s ( 1 9 9 0 ) v à m ô h ì n h v e c t o r h i ệ u c h ỉ n h s a i s ố VECM,minhchứ ngrằngtồntạimốiliênkếttrongngắnhạncũngnhưtrongdàihạngiữacácbiếnvĩmôvới chỉsốgiácủaTTCKởcảhaiquốcgia. Đểphântíchmốiquanhệ,môhìnhsauđâyđượctácgiảsửdụng:

BSEt=f(M2t,IPt,IRt,andCOPt)SSEt=f(

BSE:chỉsốchứngkhoánBombay(BombayStockExchangeindex)S S E : chỉsốc hứngkhoánthượnghải(ShanghaiStockExchangeindex)

Ngoạitừlạmphát,cácbiếncònlại(giádầuthô,sảnxuấtcôngnghiệp,cungtiềnm ởrộng )đềuđượcxửlýbằngcáchlấylogarithm,dữliệutheothángtừnguồnDatastream.

Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy có sự liên kết giữa bốn nhân tố được chọn và chỉ số giá chứng khoán Ấn Độ và Trung Quốc Trong dài hạn, giá dầu có tương quan dương với giá chứng khoán ở Trung Quốc, nhưng lại có tương quan âm ở Ấn Độ Với cung tiền mở rộng, tác động lên giá chứng khoán Ấn Độ là âm, trong khi ở Trung Quốc là dương Hiệu ứng của chỉ số sản xuất công nghiệp thì âm chỉ ở Trung Quốc Cả hai quốc gia đều có tác động ngược chiều từ lạm phát, nhưng trong ngắn hạn, hiệu ứng từ giá dầu lại tương quan dương với giá chứng khoán Ấn Độ Cung tiền mở rộng trong ngắn hạn cũng dương ở Trung Quốc và âm ở Ấn Độ Tuy nhiên, tất cả những ảnh hưởng này không có ý nghĩa thống kê rõ ràng Mặt khác, hiệu ứng ngắn hạn của lạm phát có tác động dương có ý nghĩa thống kê với thị trường chứng khoán Trung Quốc, mặc dù có độ trễ một tháng Tại Ấn Độ, hiệu ứng lạm phát là âm nhưng không có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên dữ liệu quá khứ của lạm phát có tương quan âm và có ý nghĩa thống kê Với nghiên cứu thực nghiệm trên, tác giả cũng nhấn mạnh rằng việc nâng cao nhận thức về mối quan hệ giữa các biến số vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán mỗi nước sẽ giúp nhà đầu tư toàn cầu đưa ra quyết định đúng đắn trong ngắn hạn và dài hạn.

Tripathy (2011) đã nghiên cứu hiệu quả của thị trường Ấn Độ và mối quan hệ nhân quả giữa các biến vĩ mô và thị trường chứng khoán Ấn Độ trong giai đoạn từ 1/2/2005 đến 1/2/2011 Nghiên cứu sử dụng các phương pháp kiểm định như Q-test của Ljung-Box, Breusch-Godfrey LM test và kiểm định nhân quả Granger Kết quả cho thấy thị trường chứng khoán Ấn Độ có sự hiện diện của vấn đề tự tương quan, đồng thời xác nhận rằng thị trường hoạt động hiệu quả Các mối quan hệ hai chiều giữa lãi suất và thị trường chứng khoán, tỷ giá và thị trường chứng khoán, cũng như giữa thị trường chứng khoán quốc tế và khối lượng giao dịch của Bombay Stock Exchange (BSE) được làm rõ Do đó, nghiên cứu chỉ ra rằng bất kỳ sự thay đổi nào trong tỷ giá hối đoái và lãi suất đều có thể ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán.

TT CK quốctếđềucóảnhhưởngđángkểđếnTTCKtrongnềnkinhtếvàngượclại,ng hiêncứucũngtìmraquanhệnhânquảmộtchiềutừTTCKquốctếvàoTTCKn ộiđịa,lãisuất,tỷgiáhốiđoáivàtỷlệlạmphátcóảnhhưởngđángkểt r o n g nhữngb iếnđộngcủaTTCKtronggiaiđoạnxemxét.Nghiêncứuđồngthờichỉ ra rằng

TTCKẤnĐộ lànhạycảmvớihànhvithayđổi củaTTCKquốc tế,tỷgiá,lãisuấttrongnềnkinhtếvàcácyếutốkinhtếnàycóthểđượcsửdụngđểdựđ o án n hữngbiếnđộnggiácảcủaTTCK.

Ramadan( 2 0 1 2 ) phânt í c h t í n h h ợ p l ệ v à t í n h ứ n g d ụ n g c ủ a l ý t h u y ế t kinhdoanhchê nh lệc hg iáA br it ra ge ở A m m a n S to ck Ex change( J o r d a n i ) g i a i đ o ạ n 2001-

Năm 2011, tác giả đã sử dụng 6 biến số, trong đó có 4 biến vĩ mô gồm cấu trúc kỳ hạn của lãi suất, lạm phát, cung tiền và phần bù rủi ro, cùng 2 chỉ số thị trường là cổ tức hàng năm và chỉ số sản xuất công nghiệp, để đạt được mục tiêu nghiên cứu Phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất OLS được áp dụng cho 12 danh mục công nghiệp tại Amman Stock Exchange Kết quả cho thấy 4 biến vĩ mô trong số 6 biến có thể giải thích 84% thay đổi lợi nhuận cổ phiếu danh mục thị trường ở Jordan, với các biến này có tỷ lệ thuận với lợi nhuận danh mục thị trường Các biến này bao gồm: IRST (cấu trúc kỳ hạn của lãi suất), Mo (cung tiền), RKP (phần bù rủi ro) và GKP (tăng trưởng sản xuất công nghiệp), với ảnh hưởng của các biến là khác nhau và có tỷ lệ thuận với chỉ số giá chứng khoán trong khi tỷ lệ nghịch với giá cổ phiếu ở một số ngành công nghiệp.

Nghiên cứu này sử dụng chỉ số giá tiêu dùng, giá dầu thô, tỷ giá hối đoái và lãi suất 3 tháng để phân tích mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và lợi nhuận cổ phiếu ở Ghana Kết quả cho thấy tồn tại mối liên kết dài hạn giữa các biến số này, trong khi lãi suất tín phiếu có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận cổ phiếu với hệ số co giãn là 0.005, nghĩa là khi lãi suất tăng 1%, lợi nhuận cổ phiếu sẽ tăng 0.005% Tỷ lệ lạm phát cũng tác động đến lợi nhuận cổ phiếu với hệ số -0.135744, cho thấy một sự gia tăng lạm phát 1% sẽ làm giảm lợi nhuận cổ phiếu khoảng 0.135744% Mô hình ECM chỉ ra rằng khoảng 79% các độ lệch của lợi nhuận cổ phiếu sẽ được điều chỉnh trong ngắn hạn, cho thấy tiềm năng phát triển mạnh mẽ của thị trường Ghana Trong dài hạn, lợi nhuận cổ phiếu sẽ bị ảnh hưởng đáng kể bởi lạm phát, giá dầu thô, tỷ giá và lãi suất với hệ số co giãn là 0.5479.

0.03021;0.05213và0.00322.Giádầuthônghịchbiếnvớilợinhuậncổphiếu.Trong ngắnhạnvàdàih ạ n lạmphátsẽảnhhưởngmạnhđếnkinhtế vĩmôtừđótácđộng mạnhnhấtđếngiáchứngkhoán.Kếtquảcũngchothấytrongngắnhạnnhàđầut ưkhôngthuđượcphầnbùkhicólạmphátnhưngdàihạnthìthuđượcphầnbù.

Nhậnxét chungvềcáckếtquảnghiêncứutrướcđây

Nghiênc ứ u v ề mốiq u a n h ệ g i ữ a c á c yếutốk i n h t ế v ĩ m ô v à t h ị t r ư ờ n g c hứ ng khoánthuhútsựquantâmcủarấtnhiềuhọcgiảtrênthếgiớibằngnhiềucácp hươngphápkhácnhau.

Kếtq uả n g h i ê n c ứ u t h ự c n g h i ệ m là k h ô n g t h ố n g n h ấ t v ề c h i ề u h ư ớ n g , về mứcđộảnhhưởngvàthờilượngtácđộngcủacácyếutốkinhtếvĩmônhưlãisuấ t,lạmphát,cungtiền,tỷgiáhốiđoái vàchỉsốsảnxuấtcông nghiệptùythuộcv à o mẫunghiêncứu: quốc g i a, thờiđiểm,môhìnhsử dụ ng tro ngnghiên cứ u Tuynhiênđaphầncácnghiêncứuđềucóthấycósựtồntạimốiliênhệg iữacácyếutốkinhtếvĩmôtrênvàgiáchứngkhoán,đâychínhlànhântốmàtácgiả luậnvănrấtquantâmvàtrêncơsởđótiếnhànhthựchiệnđềtàinhằmnghiêncứu thựcnghiệmtạiViệtNamtrongkhoảngthờigiantừ

7/2000đến12/2014vớib i ến quansátlàVNINDEXtrênthịtrườngHosevàcácbiếnkinhtế vĩmô.

Dữliệunghiêncứu

Nguồndữliệu:Dữliệuđượcsửdụngtrongmôhìnhlàdữliệuthứcấpđượcthuthậptừng uồnđángtincậycủacáctổchứcuytínnhư:Tổngcụcthốngkê,cơsởdữliệucủaquỹti ềntệquốctếIMF,Cục quảnlýnănglượngMỹ, Ủybangiávàngthếgiới. Đặcđiểmdữliệu:luậnvănsửdụngdữliệutheochuỗithờigianvớitầnsuấtt háng(monthlytimeseries)đượcthuthậptrongkhoảngthờigiantừtháng

12/2014;baogồm174quansáthàngthángchomỗibiến.Lýdochọnmốcthờigia nbắtđầutừnăm2000làdothịtrườngchứngkhoán

- Biếnp h ụ t h u ộ c V N I N D E X : lấyt h e o g i á đ ó n g c ử a ngàyc u ố i t h á n g t r ê n t h ị t rư ờng c h ứ n g k h o á n t h à n h p h ố H ồ C h í M i n h ( HOSE),t ừ t r a n g w e b : finance.vietstock.vn

- Tỷgiáh ố i đ o á i : từw e b s i t e Q uỹTiềnt ệ Q uốct ế imf:http://elibrary- d a t a i m f o r g TrênwebsitecủaQuỹTiềntệQuốctế côngbốnhiềuloạitỷgiá,tuynhiênbàinghiêncứusửdụngtỷgiáđồngViệtNamtrênđồngtiề ncơbảnlàđồngđôlaMỹtheophươngpháp“period– average”,bởivìđồngđôlaMỹlàđồngti ềncómứcđộgiaodịchphổbiếnnhấthi ệnnaytrênthếgiớicũngnhưởViệtNam.

- Lãisuấtliênngânhàng:bàinghiêncứusửdụnglãisuấtli ên ngânhànglàm biếnnghiêncứutương quanvớichỉsốgiá chứngkhoán, nguồndữl iệ ulấyt ừ websiteQuỹTiền tệQuốc tế, tínhbằngtỷlệphần trăm% theonăm,vớimãcode5 8 2 ,tạimụcchínhsáchtiềntệcóliênquanđếnlãisuất.

STT Tênbiến Kýhiệu Nguồn Dấukỳvọ ng

1 VNINDEX VR finance.vietstock.vn

Cácbiến trongmô hình

1 ΔYCPIt=log[CPIt/CPIt-1] Nhữngthayđổitronglạmphát

2 ΔYEX=log[EXt/EXt-1] Nhữngthayđổitrongtỷgiáhốiđoái

3 ΔYIR=log[IRt/IRt-1] Nhữngthayđổitronglãisuấtliênngânhàng

4 ΔYM=log[Mt/Mt-1] Nhữngthayđổitrongcungtiền

5 ΔYIP=log[Mt/Mt-1] Nhữngthayđổitrongchỉsốsảnxuấtcôngnghiệp

Phươngphápnghiêncứu

3.2.1 Thốngkêmôtả Đểthựchiệnnghiêncứutácgiảđã thuthậpđượcbộdữliệu từnguồnthôngtinthứcấpđángtincậylàchuỗidữliệuhàngthángđốivớitừngbiến vĩmôvàchỉ sốgiáchứngkhoántrênthịtrườngtậptrungHOSE.Tuynhiênđểhìnhdu nghình dạng và xuhướngcủa dữliệunghiêncứutác giảsửdụng thốngkêmôtảđểchiếtxuấtnhanhgiátrịlớnnhất,giátrịnhỏnhất,giátrịtrungbình,t rungvị,độlệch , động hi ên gvà độtậ ptrung của từ ng nh ân tố vĩmô,thôngqua q uát rì nh khảosát hàmsốnàygiúphình dungrõnéthơnconđườngđivà các điểmcầnlưuýcủachuỗidữliệucũngnhưnhữngcúsốctrongtừngchuỗidữliệutươ ngứngv ới thờigiantrongquákhứcủachínhnóvàtừđâycácmốiquanhệkinhtếbắ tđầunảysinh,tácđộngqualạivớinhaugiữacácbiếnsốkinhtế.

Kếtquảthốngkê môt ả đượctácgi ả trình bàytrongbả ng 3 1dưới đây.M ụcđ íc ht hố ng kê m ô t ảlà x e m xétđ á n h g i á k h á i q u á t d ữ l i ệ u v à p hân t í c h th ốngkêcácbiếntrêncáctiêuchíthốngkê.

VềmặtlýthuyếtgiátrịskewnessvàKurtosisgiúpchúngtahìnhdun ghìnhdạngcủaphânphối,xuhướngvậnđộngcủachuỗidữliệuvớicáctrường hợp sauđây:

Skewness=0:phânphốiđốixứng,phânphốichuẩnSk ew ness 3 , p h â n p h ố i c ủ a c h u ỗ i VNINDEXt ậ p t r u n g h ơ n b ì n h t h ư ờ n g , p h ù h ợ p v ớ i t h ự c t ế l à đag i á c t ầ n sốVNINDEXk h á c a o vàn h ọ n ( 2 0 0 7 ) v ớ i h a i đ u ô i t ư ơ n g đ ố i t h ấ p ( n h ữ n g n ă m 2000;2014)(xembiểuđồ4.1).

Xét về mặt tổng thể, toàn bộ các biến số đều có Skewness > 0, cho thấy sự phân phối lệch phải và giá trị tăng dần theo thời gian Về chỉ tiêu Kurtosis, chuỗi VNINDEX và Lãi suất liên ngân hàng đều đạt giá trị Kurtosis > 3, thể hiện phân phối mang tính tập trung gần bình thường với hình dạng đỉnh cao và hai đuôi giá trị thấp, chiều dài đuôi tương đối ngắn Ngược lại, chuỗi CPI, tỷ giá hối đoái, cung tiền mở rộng và chỉ số sản xuất công nghiệp đều có giá trị Kurtosis < 3, cho thấy xu hướng dữ liệu tập trung gần bình thường, tuy nhiên hình dạng của đỉnh lại có đuôi dài.

CácbiếnVNINDEX,lãisuấtliênngânhàngcóxuhướngbiếnđộngtheothời giancóthờiđiểmđilênvàcũngcóthờiđiểmđixuống,tồntạinhiềuđiểmgãy vềxu hướngcủadữliệu.

ChuỗiVNINDEXvàchuỗilãisuấtliênngânhàngcóhìnhdángtương đốiđ ồn g nhấtvàcùngcógiátrịKurtosis>4,Skewness>0(phânphốicủa2chuỗitập trunghơnbìnhthường,đagiácnhọnvớihaiđuôibẹp).

Nhìnchungcácbiếndaođộngtươngđốithấpsovớitrungbình,khôngcótỷsốđộl ệchchuẩntrêntrungbìnhnàolớnhơn1,dữliệuđồngnhấttrêntấtcảc á c biến.Chu ỗidữliệuphùhợpthựchiệnhồiquyđịnhlượng.

Hệs ố t ư ơ n g q u a n dùngđ ể c h ỉ t ư ơ n g q u a n g i ữ a c á c c ặ p b i ế n t r o n g m ôhình,Dựavàokếtquảmatrậntươngquan,tácgiảsẽphântíchmốitươngquangiữ acáccặpbiếntrongmôhìnhhồiquy.Tươngquancủacácbiếndaođộngtừ(-

1)đến1t r ê n tiêuch í h ệ sốtư ơn g q u a n v ớ i t ư ơ n g quann g ư ợ c chiềuvà thuậ nchiềutươngứng.

TÊNBIẾN VNINDEX TYGIA SXCN LSNH CUNG

Mô hình VAR cho thấy mối quan hệ chặt chẽ giữa các biến vĩ mô, với kết quả hoàn toàn phù hợp với thực tế, nhấn mạnh tầm quan trọng của các chính sách kinh tế vĩ mô trong việc tác động lẫn nhau Theo Christopher Achen, vấn đề đồng liên kết không nghiêm trọng, và trong trường hợp gần đồng liên kết, các ước lượng OLS vẫn giữ được tính chất của BLUE, tức là ước lượng vững, không chệch và hiệu quả.

Bàinghiêncứuthựchiệntrêncơsởdữliệuchuỗithờigian,vìvậyđểđưaramộtmô hìnhtốtthìchuỗidữliệuphảicótínhdừng.Tínhdừngđểtránhhiệntượnghồiquygi ảmạohaycòngọilàhồiquykhôngxácthực.Khixảyrahồiquygiảmạothôngthườnggiát rịR 2t h u đượctừmôhìnhlàrấtcaodosựxuấthiệncủaxuhướngmạnhnhưtăngliênt ụchoặcxuốngliêntục,nóicáchkhácR 2c a o làdoxuhướng,khôngphảidomốiquan hệthựcchấtcủacácbiếntrongchuỗithờigianđó.Nếuchuỗithờigiankhôngc ótínhdừngthìdữliệukhôngthểsửdụngđểdựbáohiệntượngtrongtươnglai.Chính vìvậy,yêucầuđầu tiêncủadữliệutheochuỗithờigianlàphảicóđiểmdừng,nếukhôngdừngởnguyênp hânthìphảidừngởsaiphânbậc1hoặc saiphânbậcd.

Theonghiêncứuđaphầncácchuỗithờigianởdạngtuyếntínhvàdạnghà msốmũtheothờigiandođókhôngcótínhdừng.Tuynhiêncóthểbiếnđổich uỗ ik hôngdừngvềdạngchuỗidừngthôngquaviệclấysaiphân.Saiphânbậc1củachuỗidừ ngthìchuỗibanđầugọilàtíchhợpbậc1,kýhiệuI(1),saiphânb ậ c dcủachuỗidừngt hìchuỗibanđầugọilàchuỗitíchhợpởbậcd kýhiệuI(d),nếuchuỗibanđầuchưalấysaiphâncótínhdừngthìgọilàchuỗinguyên phân,kýhiệuI(0).

Theonghiêncứumộtchuỗithờigianlàdừngkhigiátrịtrungbình,hiệpp h ư ơn g sai(tạicácđộtrễkhácnhau)giữnguyênkhôngđổi,dùchuỗiđượcxácđịnhởth ờiđiểmnào,phươngsaikhôngthayđổi.Chuỗidừngcóxuhướngtrởvềgi á trịtrungbìnhv ànhữngdaođộngquanhgiátrịtrungbìnhlànhưnhau.Nhưvậychuỗithờigiankhô ngdừngcógiátrịtrungb́nhthayđổi,hoặcphươngsaithayđổihoặcđồngthờigiátrịtrun gbìnhvàphươngsaithayđổitheothờigian.

Var(Yt)=σ 2 =constHiệpphươngsai:Cov ar(Yt,Yt-k)=gk

Cónhiềuphươngphápđượcsửdụngđểkiểmtratínhdừngcủachuỗidữliệu: ki ểm địnhDic ke y – F u l l e r (D F) , k i ể m đ ị n h P h i l l i p – P e a r s o n (P P) , k i ể m địnhDickey–Fullermởrộng(ADF–AugmentedDickeyFuller),kiểm trabằngg i ả n đ ồ t ự t ư ơ n g q u a n , đ i ể m đ ị n h b ằ n g p h ư ơ n g p h á p c ủ a A n d r e w

D , Z i v o t T rong đ ó tác giảsửdụng lý thuyết kiểm địnhADF đểkiểmtratính dừng của cácchuỗidữliệuđãthuthậpđược.

Giảthiết củakiểm địnhADF như sau:

Nếu|tADF|>| tα|,bácbỏHo,cónghĩalàchuỗikhôngtồntạinghiệmđơnv ị , cónghĩa là chuỗi cótínhdừng.Ngược lại, ta có thểlấyđạo hàmchuỗidữliệuđ ểtiếptụckiểmtratínhdừngcủachuỗi.

Kiểm định của AndrewD., Zivot như sau:

AndrewD , Z i v o t ( 1 9 9 2 )đ ã p h â n t í c h g i ả t h u y ế t k h ô n g c ủ a kiểmđ ị n h nghiệmđơnvịtrênmộtchuỗikhôngcósựphávỡ,ngượclạigiảthuyếtđốilà1quá trình,dừngxuhướngkếthợpvớinhữngthayđổi1lầntrongmứcvàđộdốccảhàmxuhư ớngcủachuỗidữliệu.Trongkiểmđịnhnày,ngàyphávỡđượclựac h ọ n từđiểmmàthốn gkêtkiểmđịnhgiảthuyếtkhôngcủanghiệmđơnvịlànhỏn h ấ t Tácgiảđưaramôhìnhkiểm địnhnghiệmđơnvịmởrộngcódạng:

DUtlàbiếngiảthaychothayđổitrungbìnhxảyratạimỗilầnphávỡcấutrúcvàDT tlà biếnthayđổixuhướng. εt:nhiễutrắng(sốhạngchỉsaisốngẫunhiêncógiátrịtrungbìnhbằng0,p h ư ơn g sa ilàhằngsốvàkhôngtựtươngquan)

Cóh a i d ạ n g k i ể m địnhJohansend ự a vàoTracehoặcEigenvalue.Giảthuyết củaTracelàsốvectorđồngliênkếtr≤k,trongkhisốvectorđócủagiảthuyếtHocủa eigenvaluelàr=k

Theo Engle và Granger (1987), các chuỗi thời gian không dừng có thể tạo thành một chuỗi dừng, được gọi là đồng liên kết Kế thừa của chuỗi dừng được gọi là phương trình đồng liên kết, và nó được giải thích như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến Nếu phần dư trong mô hình hồi quy chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng, thì kết quả hồi quy là chính xác và thể hiện sự cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình Mục đích chính của đồng liên kết là xác định xem các chuỗi không dừng có mối quan hệ hay không Có hai cách kiểm định cho điều này.

Ho:“ N o n e ” n g h ĩ a l à k h ô n g c ó đ ồ n g l i ê n k ế t , v i ế t đầyđ ủ l à “ N o n e o f Co i n te r g rat io n ” No.ofCE(s)(đâylàgiảthiếttaquantâmnhất).

Lưuýrằng,tùythuộcvàosốbiếntrongmôhình(vídụnhưkbiếnmàtasẽcók- 1sốphươngtrìnhđồngliênkết,khiđótasẽcóthêmgiảthiếtvềphươngtrìnhđồngliênkết) ĐểđưaraquyếtđịnhchấpnhậnhaybácbỏgiảthiếtHo,tacầnsosánhgiátrị TraceStatistic (giátrị T tính toán)vớigiá trịphê phán (giá trịtớihạn)Critical

Khảosátchuỗidữliệutathấydữliệucủabàinghiêncứukhôngdừngởngu yênphânmàdừngởsaiphânbậc1làcơsởthựchiệnđồngliênkết.Khiđiđếnk ế t l u ậ n t ồ n t ạ i đ ồ n g l i ê n k ế t t r ê n d ữ l i ệ u c h o p h é p t h ự c h i ệ n h ồ i quyhệ phươngt rìnhVAR.KếtquảđồngliênkếtchophépthựchiệnhồiquyVARkhidữliệudừngtại bậc1,tránhđượchiệntượnghồiquygiảmạo.

Kếtq u ả k i ể m đ ị n h t h ư ờ n g r ấ t nhạyc ả m v ớ i c h i ề u d à i đột r ễ n ê n t i ê u ch u ẩn t h ô n g t i n A I C ( A k a i k e ’ I n f o r m a t i o n C r i t e r i o n ) c ủ a A k a i k e ( 1 9 7 0,1974)đ ược s ử d ụ n g đ ể l ự a c h ọ n c h i ề u d à i đ ộ t r ễ t ố i ư u P h ư ơ n g p h á p t h ứ n h ấ t c ủ a AkaikegọilàsaisốhoàntoànxácđịnhtrướcFPEvàphươngpháp hứhaigọilàtiêuchuẩnthôngtinAkaikeAIC.HamanvàQuinn(1979)đềxuấtmộ tphươngphápkhácgọilàtiêuchuẩnHQ.Bêncạnhđócòncóphươngphápchọnđộtrễtốiư ucủaSchwarz(1978)đượckýhiệuSC.

1+εtXt=α1+ φ1Yt-1+ ρtYt-1+υt ĐểxemcóhaykhôngviệcbiếntrễcủaXcógiảithíchchoY(Xtácđộngnhânquả lênY)vàcácbiếntrễcủaYcógiảithíchchoX(YtácđộngnhânquảlênX),tatiếnhànhk iểmđịnhgiảthiếtsauđâychomỗiphươngtrình:

Cócáctrườnghợpnhưsau: ΔY 1≠0vàcóýnghĩathốngkêvàρ1khôngcó ýnghĩathốngkê:Xtácđộngl ên YnhưngYkhôngtácđộnglênX,nhânquảGra nger1chiềuvớiXlàbiến độclập,Ylàbiếnphụthuộc(uni-directionalcausality) δ 1k h ô n gcóýnghĩathống kêvàρ1≠0vàcóýnghĩathốngkê:Ytácđộnglên

XnhưngXkhôngtácđộnglênY,nhânquảGranger1chiềuvớiYlàbiếnđộclập, Xlàbiếnphụthuộc(uni-directionalcausality) δ 1≠0vàρ1≠0vàđềucóýnghĩathốngkê:XvàYtácđộngqualại,cácbiếntrễcủaXt ácđộnglênYvàbiếntrễcủaYtácđộnglênX δ 1v àρ1đ ề ukhôngcóýnghĩathốngkê:XvàYđộclậpvớinhau,khôngcó quanh ệnhânquảgiữaXvàY,cácbiếntrễcủaXkhôngtácđộnglênY vàcácbiếntrễcủ aYkhôngtácđộnglênX.

TheoEnglevàGranger(1987)kếtquảkiểmđịnhnhânquảGrangerchịuảnhhư ởn grấtnhiềuvàoviệclựachọnđộtrễ,độtrễnhỏhơnđộtrễthựcsẽbỏquakếtquảtrễbịảnhhư ởngvàdẫnđếnkếtquảướctínhbịsailệch.Nếuđộtrễđượcchọnl ớ n t h ì c á c đ ộ t r ễ k h ô n g cól i ê n q u a n x u ấ t h i ệ n s ẽ l à m k ế t q u ả ư ớ c t í n h k hô ngđạthiệuquả cao.DovậytiêuchuẩnAkaikeđượcsửdụngđểchọnđộtrễtốiưu.

Vềcơbản,Mukherjee vàNakachorằng,độnglực đểlựachọnphươn gphápVECMlàđểtránhsaisốtiềmnăngxuấthiệntrongquátrìnhlấysaiphânc h uỗ i dữliệu màphươngphápVarsửdụng.Tuynhiên đốivớidữliệutácgiảthu thậpđượccho thấyviệcsửd ụ n g phương p háp VAR l à p h ù h ợp vớitìnhhìnht hựctiễn.

Trênthựctế,khinghiêncứutácđộngcủanhiềubiếnsốđếnmộtbiếnsốnàođót a thấy luônluôncósựtươngtácqualạicủacảbiếnphụthuộcvàbiếnđộclập,dovậyphươn gtrìnhmàtaxemxétphảilàmộthệphươngtrìnhchứkhôngphảilàmộtđ ơ n p h ư ơ n g t r ì n h V ì v ậ y k h i ư ớ c l ư ợ n g môh ì n h t a c ầ n đ ả m b ả o c á c p h ư ơn g trìnhph ảiđượcđịnhdạng,mộtsốbiếnlàbiếnnộisinh(biếnmàgiátrịđượcxácđịnhbởim ôhình,làbiếnngẫunhiên, mộtsốbiếnđượccoilà ngoạisinh( n g o ạ i s i n h c ộ n g v ớ i n ộ i s i n h t r ễ ) M ô h ì n h V a r v ề c ấ u t r ú c g ồ m n h i ề u ph ư ơ n g trình và có cácđộtrễ k của VNINDEXvàbiến số vĩmôkhác Varlà môhìnhđộngsửdụngchuỗithờigiancódạngnhưsau:

Yt=Ao,t+A1,tYt-1+…Ap,tYt-k+εt ƯuđiểmcủamôhìnhVAR:

- MôhìnhVARkháđơngiản,khôngcầnxácđịnhđâulàbiếnnộisinh(độclập)hayngo ạisinh(biếnphụthuộc).

- Nếuđộdàitrễcủacácbiếntrongcácphươngtrìnhgiốngnhautacóthểsửdụngp hư ơn gph ápOLSđểướclượng,khôngcầndùngtớiphươngphápướclượnghệphươngtrình.

Chínhvìnhững ưu điểmnàymàmô hình Varrấthayđượclựa chọnđể vận dụngvới nhữngnghiêncứuvềcácbiếnkinhtếvĩmô.

- Trướck h i á p d ụ n g môh ì n h V AR,c á c b i ế n p h ả i c ó t í n h d ừ n g , n ế u c á c b i ế n k hô n g dừngthìphảilấysaiphânđểđảmbảochuỗidừng.Nếutrongtậphợp,cób i ến dừngvàcóbiếnkhôngdừngthìsửdụngVARgặpphảinhiềukhókhăn.

- Dosốquansátlàcóhạn,nếutăngđộdàicủatrễsẽlàmsốbậctựdobịgiảm,ản h hưở ngđếnchấtlượngcủacácướclượng.

Phântíchhàmphảnứngxung Đểthấyrõhơncơchếtácđộngcủacácbiếnkinhtếvĩmôđếnchỉsốgiáchứngk h o á n , b iết được chỉsốgiá chứng khoánchịutác độngnhiềunhất củayếutố nàov à kéodàitrongbaonhiêukỳ.KhicómộtcúsốcvềmộtbiếnvĩmônàođóthìVNI NDEXsẽphảnứngtheochiềuhướngnhưthếnào:cùngchiềuhoặcngượcc h i ề u

ChothấyphầnđónggópcủabiếnvĩmôtrongsựthayđổicủaVNINDEXtrongn g ắ n hạn,trunghạnvàdàihạn,biếnnàocótácđộngnhiềunhấtđếnVNINDEX,cú sốctừbiến phụthuộclàbiếnVNINDEXđếnphươngsaicủasaisốtrongdựbáo.

Sử dụngphầnmềmhỗtrợ kinh tếlượngEVIEWS 8,STATA12,EXCELlà

Diễnbiếncủathị trườngViệtNamgiaiđoạntừ7/2000đến12/2014

CP,khaisinhchoTTCKViệtNam,cùngngàychínhphủkýquyếtđịnh số127/1 998/QĐ -

TTgthànhlậpTrungtâmgiaodịchchứngk h o án đặttạiThànhphốHồChíM inhvàHàNội.TrungtâmgiaodịchchứngkhoánTP.HồChíMinhchínhthức đivàohoạtđộngthựchiệnphiêngiaodịchđầutiênvàongày28/7/2000 vớihai mãchứngkhoánlàREE(côngtycổphầncơđiệnlạnh)vàSAM(côngtycổphầnđầutưvàph áttriểnSacom). ĐểtạohànhlangpháplýchoTTCKvậnhành,QuốchộinướcCộnghòaxãhộ i chủnghĩa Việt Namkhóa XI,kỳhọpthứ9thông qua “Luậtchứngkhoán”số70/2006/QH11ngày29/06/2006vàcóhiệulựcthihànhkểtừngày1/1/2007.

QH 1 2 quyđịnhvềviệcsửađổi,bổsungcủamộtsốđiềucủaluậtchứngkhoán, cóhiệulự cthihànhkểtừngày1/7/2011.

VPQHLuậtchứngkhoánngày18/12/2013.V ăn bảnnàyđượchợpnhấttừ02văn bảnquiphạmphápluật:Luậtchứngkhoánsố70/2006/QH11vàLuậtsửađổi,bổsungm ộtsốđiềucủaluậtchứngkhoánsố62/2010/QH12

TTCK Việt Nam chính thức hoạt động từ tháng 7/2000 với hai mã chứng khoán Doanh nghiệp đã nhận thức được tầm quan trọng của việc niêm yết chứng khoán trên TTCK như một kênh huy động vốn hiệu quả, dẫn đến số lượng doanh nghiệp nộp hồ sơ đăng ký niêm yết trên TTCK TP.Hồ Chí Minh tăng đều qua các năm Năm 2004, chỉ có 26 công ty niêm yết, nhưng đến cuối năm 2005, con số này đã tăng lên 32 Đến 31/12/2006, thị trường có 121 công ty niêm yết với tổng khối lượng cổ phiếu niêm yết đạt 1.406.231.788 cổ phiếu, tương ứng với mức tăng 246% về số công ty và 291% về khối lượng cổ phiếu Năm 2009, có 54 công ty được niêm yết mới, trong đó có nhiều tên tuổi lớn như BVH (Tập đoàn Bảo Việt), VCB (Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam), CTG (Ngân hàng TMCP Công thương Việt Nam) và EIB (Ngân hàng TMCP XNK Việt Nam Eximbank).

MSN(côngtyCPtậpđ o à n Masan),AGR(côngtyCPchứngkhoán Nôngnghiệ pvàpháttriểnnôngthônViệtNam),KBC(tổngcôngtyPháttriểnđôthịKinhBắc). làmchokhốil ư ợn gcổphiếutăngmạnhtừchỗ5,8tỷcổphiếulên10,2tỷcổphiếu.B êncạnhđónhữngcôngtykhôngđủđiềukiệnniêmyếttheoNghịđịnh14/2007/ NĐ-CPp h ả i chuyểnniêmyếtrathịtrườngCKHàNội).

Từnăm2011đến2014,dưđịacủakhủnghoảngkinhtếtàichínhtoàncầucùngv ớ i kh ókhăncủanền kinhtếViệtNamkhiến chosốlượngcôngtyđăngkýniêmyếtchữnglạivàcóxuhướngtănglêntừnửacuốinăm2014.

Trong5nămđầukhimớiđivàohoạtđộng,sốlượngcôngtyniêmyếttrênth ị trườngh ạnchếnênchưathuhútđượcdòngvốnthamgiathịtrường.

%,dòngvốnđầutưnướcngoàiđạtmứccaonhấtsovớigiaiđoạntrước,xuấtkhẩu, dựtrững oạitệđềutăngmạnh dòngvốncóxuhướngchảyvàothịtrườngc h ứ n g khoán,đẩygiách ứngkhoánlênmứccaonhấttronglịchsửlêntrên1000điểm.Nhưvậytínhđếnnay,tron gsuốt14nămhoạtđộng,chỉsốVNINDEXđạtđ ỉ n h caonhất vàotháng2/2007với 1.137điểm,tănggấp11,2lầnsovớimứcthấpnhất101.5điểmvàotháng7/2000.

Năm2007 cũng đánh dấubất ổn trên thịtrườngthế giới:điểnhình làcuộckhủnghoảngchovaymuanhàdướitiêuchuẩntạiMỹvàgiádầutănglênmứckỷlục ,g i á l ư ơ n g t h ự c , t h ự c phẩm,p h â n b ó n , h ạ t n h ự a , g i á t h é p t ă n g c a o t ạ o r a n h ữ ng tácnhânrủirođốivớithịtrườngchứngkhoán.Lạmphátgiatăngtừmức6.6% năm2006đếnmức12,63%năm2007cũnggâyranhữngbấtlợiđángkểđ ến thịtrư ờngchứngkhoán.

Qua1 4 n ă m hì nh t h à n h v à p h á t t r i ể n , c ù n g v ớ i s ự t r ư ở n g t h à n h v à l ớ n mạnhcủathịtrường,khốilượnggiaodịchchứngkhoántrênHOSEcũngtừ ngb ư ớ c tăngtrưởngquacác năm.Năm2000,thờiđiểmkhởiđầucủathịtrườ ng,khốil ư ợ n g g i a o d ị c h r ấ t k h i ê m t ố n , c h ỉ k h o ả n g 5 5 0 0 0 c ổ p h i ế u / n g à y , t ư ơ n g đươnggiátrịgiaodịch khoảng1,4tỷđồng/ngày.Đếnnăm2005,khốilượnggiaodịchbìnhquân/ngàyđãtăngg ấp3lần,giátrịgiaodịchbìnhquân/ ngàytăng76l ầ n s o v ớ i n ă m đ ầ u t i ê n t h ị t r ư ờ n g v ậ n h à n h Đ ặ c b i ệ t , n ă m 2

0 0 6 v à 2 0 0 9 l à nhữngnămpháttriểnbùngnổcủathịtrường,vớikhốilượngvàgiátrị giaodịchb ìn hquânngàytănggấp3lầnsovớinămliềntrước.

Năm2011là nămduynhất khốilượngvàgiátrịgiao dịch bìnhquânngàycủ athịtrườnggiảmdonhữngkhókhănchungcủanềnkinhtếvàtá cđộngcủachính sáchthắtchặttiềntệ.Đếnnăm2012và2013,TTCKdầnphục hồi,khốil ư ợ n g vàgiátrịgiaodịchtăngtrởlại.

Năm2014đánhdấubướcpháttriểnmạnhmẽcủaTTCK,dữliệuthốngkêch o thấy, bìnhquânmỗingàycó123,5triệuchứngkhoán,tươngđương2.171tỷđồngđượcgiaod ịch,tăng90,4%vềkhốilượngvà104,3%vềgiátrịsovớinăm2 0 1 3

M t ă n g mạnh.K ế t t h ú c nă m 2 0 0 6 , t ổ n g g i á t r ị v ố n h óa t h ị t r ư ờ n g đ ạ t g ầ n 150.000tỷđồng,gấphơn20lầnsovớithờiđiểmcuốinăm2005.

Chịuảnhhưởngcủakhủngkhoảngkinhtếtoàncầu,năm2008,giátrịvốnhóat h ị trườngsụtgiảmmạnh.Đếnnăm2011,giátrịvốnhóatiếptụcgiảmdotìnhh ì n h k hókhănchungcủanềnkinhtế.Từnăm2012đếnnay,giátrịvốnhóathịt r ư ờ n g tăng trưởngổnđịnhtheođàphụchồichungcủanềnkinhtếvàquymôtăngthêmcủaTT CKtậptrung.