(Luận văn) biển động giá dầu thế giới và thị trường chứng khoán việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep TRẦN THỊ MINH PHƯƠNG w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU THẾ GIỚI VÀ THỊ fu ll TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM oi m at nh z z ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ om l.c gm an Lu n va ey t re TPHCM, NĂM 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH t to ng hi ep TRẦN THỊ MINH PHƯƠNG w n lo ad ju y th yi pl al n ua BIẾN ĐỘNG GIÁ DẦU THẾ GIỚI VÀ THỊ va n TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ll fu oi m nh : 60340201 z Mã số at Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ an Lu n va ey t re NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo t to ng LỜI CAM ĐOAN hi ep w n lo Tôi xin cam đoan luận văn “Biến động giá dầu giới Thị trường ad chứng khoán Việt Nam” cơng trình nghiên cứu tơi y th ju Ngồi tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn, cam yi pl đoan số liệu kết nghiên cứu luận văn chưa n ua al công bố sử dụng hình thức n va fu ll TP Hồ Chí Minh, ngày 22 tháng 10 năm 2013 oi m at nh Tác giả z z ht vb k jm Trần Thị Minh Phương om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to ng TRANG PHỤ BÌA hi ep LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC w DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT n lo DANH MỤC BẢNG BIỂU ad y th DANH MỤC HÌNH VẼ ju TĨM LƯỢC yi GIỚI THIỆU CHUNG pl ua al TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY n PHƯƠNG PHÁP, MƠ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 13 n va 3.1 Phương pháp, mơ hình nghiên cứu 13 Giới thiệu mơ hình tự hồi quy - VAR 13 3.1.2 Phương pháp ước lượng mơ hình VAR 14 3.1.3 Một số vấn đề xây dựng mơ hình VAR 14 3.1.4 Mơ hình VAR kiểm định mối quan hệ nhân tố 15 ll fu 3.1.1 oi m at nh z z 3.2 Cơ sở liệu 16 vb ht KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 21 k jm 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 21 gm 4.2 Xác định độ trễ tối ưu mơ hình 24 l.c 4.3 Phân tích đồng liên kết đa biến Johansen 26 om 4.4 Kết mơ hình VAR 29 an Lu 4.5 Kiểm định nhân Granger 34 4.6 Kiểm định ổn định mơ hình 37 PHỤ LỤC ey TÀI LIỆU THAM KHẢO t re KẾT LUẬN 45 n 4.8 Hàm phản ứng đẩy tổng quát 41 va 4.7 Phân tích phân rã phương sai 39 t to DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ng hi ep BP: Công ty gas xăng dầu quốc tế w DF-GLS (Modified Dickey – Fuller): Kiểm định ADF hiệu chỉnh n lo ad Eview (Econometric Views): Phần mềm thống kê y th EIA (U.S Energy information administration): Cơ quan quản lý thông tin ju yi lượng Mỹ pl R (Interest rate): Lãi suất n ua al PP: Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips Perron va n Stata (Statistics and data): Phần mềm thống kê ll fu oi m TTCK: Thị trường chứng khoán at nh VAR (Vector autoregressions): Phương pháp vectơ tự hồi quy z VECM (Vector error correction model): Mơ hình vectơ hiệu chỉnh sai số z jm ht vb VN-INDEX (Việt Nam Stock Index): Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam JJ: phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen Juselius k om l.c gm an Lu n va ey t re t to ng DANH MỤC BẢNG BIỂU hi ep Bảng 1.Tình hình tiêu thụ nhập xăng dầu Việt Nam từ năm 2005 đến w 2013 n lo ad Bảng Bảng tóm tắt kỳ vọng tương quan nhân tố với TTCK y th ju Bảng Thống kê quy mơ sàn chứng khốn yi Bảng Bảng tóm tắt liệu nghiên cứu pl al n ua Bảng Kết kiểm định nghiệm đơn vị n va Bảng Kết xác định độ trễ tối đa mơ hình ll fu Bảng Kết xác định độ trễ tối ưu kiểm định loại trừ Wald m oi Bảng Kết kiểm định đồng liên kết Johansen at nh Bảng Kết mơ hình VAR z z Bảng 10 Kết mơ hình VAR giai đoạn thứ om l.c an Lu Bảng 15 Kết phân tích phản ứng đẩy gm Bảng 14 Kết phân tích phân rã phương sai k Bảng 13 Kết kiểm định tính ổn định mơ hình jm Bảng 12 Kết kiểm định nhân Granger ht vb Bảng 11 Kết mơ hình VAR giai đoạn thứ hai n va ey t re t to ng hi ep DANH MỤC HÌNH VẼ w n lo ad Đồ thị 1: Diễn biến số VN Index giá dầu từ năm 2005 đến năm 2013 y th ju Đồ thị 2: Đồ thị biểu diễn liệu chuỗi thời gian biến yi pl Đồ thị 3: Kết phân tích phản ứng đẩy al n ua Biểu đồ 1: Biểu đồ vòng tròn đơn vị n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to ng hi ep w TÓM LƯỢC n lo ad y th ju Nghiên cứu nhằm mục đích phân tích tác động cú sốc giá dầu yi pl giới đến thị trường chứng khoán Việt Nam với liệu lãi suất tỷ giá hối đoái ua al xem nhân tố thêm vào Giá cổ phiếu, giá dầu giới, tỷ giá hối đoái n lãi suất hàng ngày lấy từ ngày 26/07/2005 đến ngày 25/09/2013 Kết va n kiểm định đồng liên kết JJ cho thấy khơng có mối quan hệ dài hạn giá fu ll chứng khoán, giá dầu tỷ giá hối đối Ngược với kỳ vọng lý thuyết, kết mơ m oi hình VAR cho thấy giá chứng khốn biến động chiều với giá dầu giới, at nh nhiên mức biến động nhỏ Phân tích phân rã phương sai hàm phản z ứng xung thể cú sốc giá chứng khoán chịu tác động chủ yếu giá trị z khứ Nghiên cứu giai đoạn trước sau năm 2010 cho thấy việc vb jm ht giảm nhập dầu Việt Nam làm giảm tác động giá dầu giới đến k thị trường chứng khốn nước, kết có ý nghĩa việc đưa om l.c gm gợi ý sách nhằm ổn định phát triển TTCK nước an Lu n va ey t re PHẦN I: GIỚI THIỆU CHUNG t to ng hi ep Lý chọn đề tài: Kể từ cú sốc giá dầu năm 1973-1974, giới có w nhiều nghiên cứu tìm hiểu mối quan hệ cú sốc giá dầu biến kinh n lo tế vĩ mô Nghiên cứu James Hamilton (1983), Chaudhuri Daniel (1998), ad y th Greene, Jones Leiby (1998), Sadorsky (1999) tác động biến động giá dầu ju đến kinh tế Mỹ cho thấy giá dầu có ảnh hưởng không giống yi pl đến biến kinh tế vĩ mô Nghiên cứu Sadorsky (2001) kinh tế ua al Canada, nghiên cứu Faff Brailsford (1999) kinh tế Úc cho thấy n có tác động đáng kể giá dầu đến biến kinh tế vĩ mô Ngược lại, nghiên va n cứu Huang đồng (1996) khơng tìm thấy mối liên hệ đáng kể giá ll fu dầu tương lai hàng ngày với tỷ suất sinh lời TTCK Mỹ Trong nghiên cứu oi m Shigeki Ono (2011) quốc gia lại cho thấy tỷ suất sinh lợi TTCK nh có phản ứng chiều với giá dầu Trung Quốc, Ấn Độ Nga khơng có at phản ứng Brazil Hầu hết nghiên cứu cho thấy tác động cú sốc z z giá dầu dường lớn đáng kể quốc gia nhập dầu, đặc biệt vb vốn quốc tế bị hạn chế k jm ht nước có khung sách yếu, nguồn dự trữ ngoại tệ yếu, trình thị gm Việt Nam nước phát triển, nguồn trữ ngoại tệ nhìn chung cịn l.c yếu cán cân thương mại thường xuyên tình trạng thâm hụt, mặt khác nhu cầu om sử dụng sản phẩm từ dầu mỏ ngày tăng, không ngắn hạn mà an Lu dài hạn bùng nổ dân số, ngành công nghiệp tiếp tục phát triển, đặc biệt tăng tốc ngành giao thông nhu cầu lại ngày nhiều…vì ey nước Năm 2009 số nhà máy lọc dầu xây dựng vào hoạt động t re năm 2009 Việt Nam nhập 100% lượng xăng dầu cho nhu cầu tiêu thụ n dầu thô, nhập dầu tinh để phục vụ cho hoạt động nước Trước va xăng dầu đóng vai trò quan trọng kinh tế Là nước xuất nhà máy lọc dầu Dung Quất, nhà máy lọc dầu Nghi Sơn góp phần giảm lượng xăng t to dầu nhập Việt Nam Tuy nhiên nhà máy lọc dầu cung cấp ng khoảng 30% nhu cầu sử dụng nước Để đáp ứng nhu cầu phát triển hi ep kinh tế, Việt Nam phải nhập khoảng 70% lượng xăng dầu cho nhu cầu tiêu thụ nên giá xăng dầu nội địa phụ thuộc lớn vào thị trường xăng dầu w n giới lo ad y th Bảng 1.Tình hình tiêu thụ nhập xăng dầu Việt Nam từ năm 2005 đến 2012 2005 2006 ju Năm 2008 2009 2010 2011 2012 254 283 300 304 329 358 361 12 13,3 14,1 14,1 15,1 16,5 16,6 268 296,4 291,8 236,7 227 yi 2007 pl Khối lượng tiêu dùng (ngàn thùng/ngày) ua al 12,2 n Khối lượng nhập (triệu tấn) 11,3 254 ll 250 fu Khối lượng nhập (ngàn thùng/ngày) n va Khối lượng tiêu dùng (triệu tấn) 258 m 12,55 12,85 13 oi 11 9,85 10,67 9,2 at nh Nguồn: Tổng Cục Thống kê, U.S.Energy Information Admination, BP Statistic z z Mặc dù lượng nhập xăng dầu cho tiêu dùng nước Việt Nam vb jm ht năm gần giảm theo thống kê tổ chức BP, nhu cầu k tiêu thụ xăng dầu Việt Nam tăng trung bình 5%/năm từ năm 2005 đến năm l.c gm 2012 Đây mức cao so với giới mức tăng trưởng tiêu thụ xăng dầu giới trung bình từ năm 2005 đến 2012 0,92%/năm, khối om nước Châu Á Thái Bình Dương 2,8%/năm Với việc tiêu thụ xăng dầu ngày an Lu nhiều tăng cao nên giá xăng dầu giới biến động dễ gây bất lợi cho quốc gia có lượng nhập xăng dầu lớn nói chung Việt Nam nói ey tế Việt Nam, tác động nhiều hay tác động tích cực hay tiêu cực? Mặt t re Vì biến động giá xăng dầu giới tác động đến kinh n nên giá xăng dầu giới biến động có tác động tích cực cho khoản thu va riêng Tuy nhiên, Việt Nam có nguồn thu ngoại tệ từ việc xuất dầu thô 47 chứng khoán, cụ thể tỷ giá hối đoái tăng đồng (đồng Việt Nam giá) giá t to chứng khoán giảm 0,45 điểm ba ngày sau đó, lãi suất khơng có tác động đến giá ng chứng khốn Giải thích cho lý chế tỷ giá hối đoái quy hi ep định trần lãi suất Việt Nam Các Ngân hàng thương mại Việt Nam định mức tỷ giá hối đoái mức lãi suất không vượt biên độ quy w n định tỷ giá bình quân thị trường liên ngân hàng mức trần lãi suất Tuy nhiên lo ad tỷ giá giao dịch ngân hàng thương mại lãi suất liên ngân hàng thống y th kê nghiên cứu chưa phản ánh thực tế thị trường Đó có ju thể lý khiến giá chứng khoán, tỷ giá hối đối lãi suất có mối quan hệ yi pl ngắn hạn khơng có mối quan hệ dài hạn kết tác giả ua al Kết phân tích phân rã phương sai hàm phản ứng đẩy cho thấy cú n sốc giá chứng khoán bị tác động chủ yếu giá trị khứ va n tác động giá dầu, tỷ giá hối đoái hay lãi suất fu ll Nhằm làm rõ ảnh hưởng việc giảm nhập dầu từ năm 2010 Việt m oi Nam có làm giảm tác động giá dầu đến giá chứng khốn hay khơng tác giả chia at nh liệu nghiên cứu thành hai giai đoạn trước sau năm 2010 Kết cho thấy z việc giảm nhập dầu làm giảm tác động giá dầu đến thị trường chứng z khoán nước, cụ thể giá dầu tăng lên USD làm giá chứng khoán tăng vb k điểm giai đoạn sau năm 2010 jm ht lên 0,103 điểm sau ngày giai đoạn trước năm 2010 sau giảm xuống 0,083 l.c gm Tóm lại, kết luận nghiên cứu giai đoạn nghiên cứu giá dầu giới tỷ giá hối đối khơng có quan hệ dài hạn với giá chứng khoán om Trong ngắn hạn, giá chứng khoán biến động chiều với thay đổi giá dầu an Lu ngược chiều với tỷ giá hối đoái nhiên mức độ tác động nhỏ Lãi suất liên ngân hàng khơng có tác động đến giá chứng khoán ngắn hạn ey Việt Nam, theo nghiên cứu Phạm Thị Kim Cúc (2012) cho thấy giá chứng t re động nhân tố nội công ty luồng vốn đầu tư gián tiếp nước vào n Narayan Seema (2010) cho giá chứng khoán Việt Nam chủ yếu chịu tác va dài hạn Kết phù hợp với nghiên cứu tác giả Narayan K Paresh and 48 khốn cịn chịu ảnh hưởng lớn tâm lý bầy đàn nhà đầu tư nước t to Kết nghiên cứu hữu ích cho nhà đầu tư muốn tìm hiều thị trường ng chứng khoán Việt Nam hi ep 5.2 Kiến nghị w Mặc dù kết mơ hình VAR cho thấy giá chứng khoán biến động n chiều với giá dầu, nhiên theo tác giả biến động chiều ảnh lo ad hưởng tích cực yếu tố khác tác động giá dầu giới Dựa lý y th thuyết kỳ vọng tác động giá dầu giới đến TTCK, tác giả đề xuất số ý ju yi kiến nhằm góp phần ổn định phát triển bền vững thị trường chứng khoán Việt pl Nam thời gian tới: al n ua Tiếp tục phát triển sản xuất dầu, gia tăng nguồn dự trữ dầu nước n va tăng cường sử dụng nguồn nguyên liệu thay dầu: ll fu Việt Nam nước phát triển với tốc độ tương đối nhanh ổn định oi m thời gian gần Với mục tiêu trở thành nước cơng nghiệp hóa đến năm nh 2020, chắn nhu cầu sử dụng dầu chế phẩm từ dầu mỏ tiếp tục at áp lực lớn Việt Nam Khi ảnh hưởng giá dầu thị trường z chứng khoán nước nói riêng kinh tế nói chung tiếp z vb tục gia tăng Việt Nam khơng có sách, định hướng dài hạn nhằm ht jm hạn chế tác động Vì vậy, từ Chính phủ nên có k sách ưu tiên phát triển sản xuất dầu mỏ nước nhằm gia tăng nguồn dự trữ dầu, gm l.c giảm bớt tác động giá dầu tương lai, đặc biệt tránh rủi ro om xảy đổ vỡ nguồn cung dầu giới Ngồi ra, Chính phủ Việt Nam an Lu nên tăng cường liên kết với đối tác nước ngồi nhằm nâng cao cơng nghệ chế biến dầu thô thành dầu tinh luyện để tăng cường xuất dầu tinh luyện, góp phần ey than, khí gas tự nhiên lượng tái tạo …Và cuối cùng, Việt Nam nên gia t re nên xem xét phát triển rộng rãi việc sử dụng nguồn nhiên liệu thay dầu mỏ n Song song với việc phát triển sản xuất dầu nước, Chính phủ Việt Nam va tăng nguồn thu ngoại tệ cho Việt Nam, ổn định thị trường ngoại hối nước 49 tăng đối thoại với quốc gia xuất dầu lửa để tăng cường hợp tác đa phương t to tối thiểu hóa cú sốc giá dầu gây ảnh hưởng bất lợi đến ng kinh tế nước hi ep Ổn định nguồn dự trữ ngoại tệ để tiếp tục ổn định tỷ giá hối đoái, phát triển công cụ phái sinh liên quan đến thị trường ngoại hối: w n Tỷ giá hối đoái cơng cụ hữu hiệu Chính phủ lo ad việc điều hành sách tiền tệ nhằm đạt số mục tiêu thời kỳ y th định Việc tăng tỷ giá để khuyến khích xuất gây tác động ju xấu doanh nghiệp nước có nguồn nhiên liệu đầu vào chủ yếu yi pl hàng nhập khẩu, tăng rủi ro cho doanh nghiệp có vay nợ ngoại tệ Vì ua al Chính phủ Việt Nam cần tăng cường ổn định nguồn dự trữ ngoại tệ để ổn định n tỷ giá nước, điều chỉnh tỷ giá nhằm tăng cường xuất phải đặt va n lợi ích chung tổng thể kinh tế nhằm hạn chế ảnh hưởng xấu đến fu ll doanh nghiệp phụ thuộc lớn vào nguồn ngoại tệ m oi Bên cạnh đó, Chính phủ Việt Nam cần phát triển thị trường tài chính, đặc at nh biệt thị trường công cụ phái sinh hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn tỷ z giá để vấn đề cung cầu ngoại tệ không gây trở ngại đến kết hoạt động doanh z nghiệp, góp phần giúp cho kết hoạt động chứng khoán doanh nghiệp phát k 5.3 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu jm ht vb triển ổn định gm Cũng nghiên cứu khác, nghiên cứu có số hạn l.c chế Trước hết liệu nghiên cứu TTCK Việt Nam đời từ năm 2000 om liệu lãi suất liên ngân hàng thống kê đến năm 2005 nên chưa thể an Lu đầy đủ diễn biến tác động biến với kể từ TTCK ey t re quan hệ dài hạn n lãi suất huy động cho kết tốt hơn, đặc biệt kiểm định mối va hình thành Vì sử dụng liệu mở rộng liệu lãi suất cho vay 50 Thứ hai, nghiên cứu tập trung vào tác động giá dầu đến giá chứng t to khoán công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán TPHCM Mặc dù ng chứng khoán cơng ty niêm yết Sở giao dịch TPHCM đại diện hi ep tốt cho TTCK Việt Nam, nhiên thực nghiên cứu Sở giao dịch chứng khoán TPHCM Sở giao dịch chứng khốn Hà Nội cho kết luận w n có tính khái qt tốt TTCK Việt Nam lo ad Thứ ba, nghiên cứu tập trung vào xem xét tác động biến giá dầu y th giới, tỷ giá hối đoái danh nghĩa VNĐ/USD lãi suất mà chưa xem xét đến ju yi yếu tố khác như: đầu tư nước ngồi, số sản xuất cơng nghiệp, lạm phát, yếu pl tố nội công ty v.v nên chưa thể rõ TTCK chịu tác động chủ yếu nhân al n ua tố Việc đưa thêm biến vi mô vĩ mô khác vào nghiên cứu giúp nhà đầu va tư có nhìn tổng quan tốt TTCK Việt Nam lý giải lý n giá chứng khoán nước lại biến động chiều với biến động giá dầu ll fu giới oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng hi ™ Tài liệu nước ep Bùi Kim Yến Nguyễn Minh Kiều, 2009 Giáo trình Thị trường Tài Nhà Xuất Thống kê w n lo Bùi Văn Vinh, 2011 Mối quan hệ nhân tố kinh tế vĩ mơ thị trường chứng khốn Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh ad y th ju Dương Văn Cường, 2011 Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến số giá chứng khoán Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh yi pl ua al n Phạm Quang Tín, 2011 Phân tích nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán niêm yết Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh n va fu ll Phan Thị Bích Nguyệt Phạm Dương Phương Thảo, 2013 Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khốn Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập, số 8, trang 34-41 oi m nh at Phạm Thị Kim Cúc, 2012 Phân tích nhân tố ảnh hưởng tới giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam Luận văn Thạc sĩ Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh z z ht vb k jm Ứng dụng mơ hình vecto tự hồi quy VAR kiểm định dự báo thực trạng lạm phát Việt Nam Cơng trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên “Nhà kinh tế trẻ - năm 2011” Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh l.c gm ™ Tài liệu nước ngoài: om Aggarwal, R., 1981, “Exchange Rates and Stock Prices: A Study of U.S Capital Market under Floating Exchange Rates,” Akron Business and Economic Review, – 12 an Lu n ey t re Basher, S A and P Sardosky, 2006 Oil Price Risk and Emerging Stock Markets Global Finance Journal, 17(2): 224-251 va Arango, Luis E., Gonzalez, A., and Posada, C.E., 2002 Returns and interest rate: A nonlinear relationship in the Bogotá stock market‟ Applied Financial Economics, 12(11): 835 - 42 t to Chaudhuri, K., Daniel, B.C., 1998 Long-run equilibrium real exchange rates and oil prices Economics Letters 58, 231-238 ng hi ep Faff, R., Brailsford, T.J., 1999 Oil price risk and the Australian stock market Journal of Energy Finance and Development, 49: 69-87 Greene, David L., Donald W Jones and Paul N Leiby, 1998 The Outlook for U.S Oil Dependence, Energy Policy, 26(1): 55-69 w n lo Hamilton D James, 1983 Oil and the macroeconomy since World War II Journal of Political Economy, 91(2): 228 – 248 ad ju y th Hamilton, James D & Susmel, R., 1994 Autoregressive conditional heteroskedasticity and changes in regime Journal of Econometrics, 64(1-2): 307-333 yi pl n ua al Huang, R.D., Masulis, R.W., Stoll, H.R, (1996) Energy Shocks and Financial Markets, Journal of Futures Markets, 16: 1-27 n va 10 Ibrahim, M., & Aziz, M, (2003) Macroeconomic variables and the Malaysian equity market: A rolling through subsamples Journal of Economic Studies, 30(1): - 27 ll fu m oi 11 Joseph, N (2002) Modelling the impacts of interest rate and exchange rate changes on UK Stock Returns Derivatives Use, Trading & Regulation,7(4): 306 - 323 at nh z z 12 Kaneko, T., Lee, B.S., 1995 Relative importance of economic factors in the U.S and Japanese stock markets Journal of the Japanese and International Economies, 9: 290-307 jm ht vb k 13 Narayan K Paresh and Narayan Seema, 2010 Modelling the impact of oil prices on Vietnam’s stock prices Applied energy, 87(1): 356 - 361 l.c gm om 14 Ono,S., 2011 Oil price shocks and stock markets in BRICs The European Journal of Comparative Economics, 8(1): 29 – 45 an Lu 15 Rahman, M.L and Uddin, J., 2009 Dynamic relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from three South Asian coutries International business research, 2(2): 167 – 174 n ey t re 17 Sadorsky, P., 1999 Oil price shocks and stock market activity Energy Economics 21(5): 449-469 va 16 Sadorsky, P., 2001 Risk factors in stock returns of Canadian oil and gas companies Energy economics, 23(1): 17 - 28 t to 18 Tran Huu Nghi, 2010 Oil prices anh stock returns: Evidence from Vietnamese Petroleum and transportation industries.M.Econ Thesis University of Economics Ho Chi Minh City ng hi ep 19 Vygodina, A V (2006) Effects of size andinternational exposure of the US firms on the realtionship between stock prices and exchange rates Global Finance Journal,17, 214-223 w n 20 Uddin, M.G S and Alam, M M, 2007 The impacts of interest rate on stock prices: Empirical evidence from Dhaka stock exchange South Asian journal of management and sciences, 1(2): 123 – 132 lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC t to ng PHƯƠNG TRÌNH CỦA CÁC BIẾN hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC t to KẾT QUẢ PHẦN CÒN LẠI CỦA MƠ HÌNH VAR ng hi ep -.0404645 -.0383844 0371258 -.0147904 0330664 0339978 0340412 0326048 -1.22 -1.13 1.09 -0.45 0.221 0.259 0.275 0.650 -.1052734 -.1050188 -.0295937 -.0786947 0243444 02825 1038452 0491139 ln_oil LD L2D L3D L4D -.0278253 -.0160659 081732 -.0082953 0227943 02301 0230192 02306 -1.22 -0.70 3.55 -0.36 0.222 0.485 0.000 0.719 -.0725013 -.0611646 0366151 -.053492 0168508 0290328 1268489 0369014 ln_ex LD L2D L3D L4D .2950832 1328664 4067066 2741853 2317049 2320135 2314809 2318095 1.27 0.57 1.76 1.18 0.203 0.567 0.079 0.237 -.1590501 -.3218716 -.0469877 -.180153 7492164 5876044 8604009 7285235 0008414 0009539 0009545 0008423 0.39 -0.30 -0.75 0.30 0.696 0.768 0.452 0.766 -.0013201 -.0021515 -.0025895 -.0014006 0019782 0015878 0011522 001901 2.43 0.015 0007701 0072401 -0.03 -1.63 0.45 0.05 0.975 0.102 0.653 0.958 -.0064606 -.0119839 -.0050446 -.006098 0062535 0010883 0080443 0064386 0.022 0.098 0.927 0.001 0007299 -.0081627 -.0042196 -.0116652 0094944 0006847 0046314 -.0027986 w D_ln_oil ln_vni LD L2D L3D L4D n lo ad ju y th yi 0003291 -.0002819 -.0007186 0002502 _cons 0040051 D_ln_ex ln_vni LD L2D L3D L4D -.0001035 -.0054478 0014998 0001703 0032435 0033348 0033391 0031982 ln_oil LD L2D L3D L4D .0051122 -.003739 0002059 -.0072319 0022359 002257 0022579 0022619 2.29 -1.66 0.09 -3.20 ln_ex LD L2D L3D L4D -.0118154 -.0164709 0084318 -.0195261 0227277 022758 0227058 022738 -0.52 -0.72 0.37 -0.86 0.603 0.469 0.710 0.390 r L1 L2 L3 L4 -.0000749 0001493 -.0000163 -.0000395 0000825 0000936 0000936 0000826 -0.91 1.60 -0.17 -0.48 0.364 0.111 0.862 0.632 -.0002367 -.0000341 -.0001998 -.0002014 _cons -.0000149 0001619 -0.09 0.927 -.0003322 0003024 ln_vni LD L2D L3D L4D .2771871 -.9968039 -.549769 -.0380855 8874156 9124117 913576 8750293 0.31 -1.09 -0.60 -0.04 0.755 0.275 0.547 0.965 -1.462115 -2.785098 -2.340345 -1.753111 2.01649 7914902 1.240807 1.67694 ln_oil LD L2D L3D L4D .2276766 535249 6518517 7705361 6117397 617528 6177764 6188691 0.37 0.87 1.06 1.25 0.710 0.386 0.291 0.213 -.9713112 -.6750836 -.5589678 -.4424249 1.426664 1.745582 1.862671 1.983497 ln_ex LD L2D L3D L4D 10.75129 -6.322164 5558099 9.964157 6.218356 6.226637 6.212345 6.221163 1.73 -1.02 0.09 1.60 0.084 0.310 0.929 0.109 -1.436468 -18.52615 -11.62016 -2.229099 22.93904 5.881821 12.73178 22.15741 r L1 L2 L3 L4 .5337688 2575491 0667471 1321898 0225811 0256005 0256169 0226043 23.64 10.06 2.61 5.85 0.000 0.000 0.009 0.000 4895108 207373 0165389 0878861 5780269 3077252 1169554 1764935 _cons 0848827 0442963 1.92 0.055 -.0019363 1717018 pl r L1 L2 L3 L4 ua al 0016505 n n va ll fu oi m at nh z -.056361 -.0610757 -.0360707 -.0640918 z 0327301 028134 0529343 0250395 k om l.c gm r jm ht vb 0000869 0003327 0001672 0001224 an Lu n va ey t re PHỤ LỤC t to ng KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN hi TRONG GIAI ĐOẠN THỨ NHẤT ep w Kiểm định tính dừng biến giá chứng khoán giai đoạn thứ nhất: n lo pperron ln_vni ad Phillips-Perron test for unit root y th 1057 ju Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value yi Test Statistic pl -3.446 -1.710 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 n ua al Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4258 n va fu Kiểm định tính dừng biến giá dầu giai đoạn thứ nhất: ll pperron ln_oil oi m Phillips-Perron test for unit root 1057 at nh Number of obs = Newey-West lags = -11.300 -2.570 k jm l.c gm MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4092 -14.100 -2.860 ht -20.700 -3.430 vb -5.927 -1.743 Z(rho) Z(t) Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value z 1% Critical Value z Test Statistic Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đối giai đoạn thứ nhất: om pperron ln_ex MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.9963 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 ey -20.700 -3.430 t re 1.754 1.242 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value n Z(rho) Z(t) 1057 va Test Statistic Number of obs = Newey-West lags = an Lu Phillips-Perron test for unit root Kiểm định tính dừng biến lãi suất giai đoạn thứ nhất: t to pperron r ng hi Phillips-Perron test for unit root ep Number of obs = Newey-West lags = 1057 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value w Test Statistic n -5.952 -1.736 lo Z(rho) Z(t) ad -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 y th MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.4129 ju yi pl Kiểm định tính dừng biến giá chứng khoán sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: n ua al pperron d.ln_vni va Number of obs = Newey-West lags = n Phillips-Perron test for unit root fu 1056 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value ll oi nh -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 z -800.223 -24.648 at Z(rho) Z(t) m Test Statistic z ht vb MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -11.300 -2.570 k jm Kiểm định tính dừng biến giá dầu sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: gm Phillips-Perron test for unit root -11.300 -2.570 ey MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 t re -20.700 -3.430 n -1084.385 -33.170 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value va Z(rho) Z(t) 1056 an Lu Test Statistic Number of obs = Newey-West lags = om l.c pperron d.ln_oil t to Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đoái sai phân bậc giai đoạn thứ nhất: ng pperron d.ln_ex hi ep Phillips-Perron test for unit root 1056 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value w Test Statistic n lo ad Z(rho) Z(t) Number of obs = Newey-West lags = y th -1177.296 -36.460 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 ju MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 yi n ua pperron d.r al pl Kiểm định tính dừng biến lãi suất sai phân bậc giai đoạn thứ Number of obs = Newey-West lags = n va Phillips-Perron test for unit root oi m -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 at nh -1237.543 -51.938 ll Z(rho) Z(t) Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value fu Test Statistic 1056 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤ LỤC t to ng KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN hi TRONG GIAI ĐOẠN THỨ HAI ep w Kiểm định tính dừng biến giá chứng khốn giai đoạn thứ hai: n lo pperron ln_vni ad Phillips-Perron test for unit root ju y th Number of obs = Newey-West lags = Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value yi Test Statistic pl -10.987 -2.418 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 n ua al Z(rho) Z(t) 876 MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1366 va n Kiểm định tính dừng biến giá dầu giai đoạn thứ hai: ll fu Phillips-Perron test for unit root oi m pperron ln_oil nh Number of obs = Newey-West lags = z z -20.700 -3.430 -11.300 -2.570 k jm MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1330 -14.100 -2.860 ht -11.997 -2.431 vb Z(rho) Z(t) Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value at Test Statistic 876 pperron ln_ex -11.300 -2.570 ey MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1703 -14.100 -2.860 t re -20.700 -3.430 n -4.731 -2.305 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value va Z(rho) Z(t) 876 an Lu Test Statistic Number of obs = Newey-West lags = om Phillips-Perron test for unit root l.c gm Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đối giai đoạn thứ hai: Kiểm định tính dừng biến lãi suất giai đoạn thứ hai: t to pperron r ng Phillips-Perron test for unit root hi Number of obs = Newey-West lags = ep Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value Test Statistic w n -10.837 -2.264 lo Z(rho) Z(t) 876 ad -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 ju y th MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.1837 yi Kiểm định tính dừng biến giá chứng khốn sai phân bậc giai pl n va pperron d.ln_vni n ua al đoạn thứ hai: Number of obs = Newey-West lags = ll fu Phillips-Perron test for unit root m 1% Critical Value -769.862 -25.599 -20.700 -3.430 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value oi at nh -14.100 -2.860 z Z(rho) Z(t) Test Statistic 875 -11.300 -2.570 z jm ht vb MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 Kiểm định tính dừng biến giá dầu sai phân bậc giai đoạn thứ k pperron d.ln_oil Phillips-Perron test for unit root -11.300 -2.570 ey MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 t re -20.700 -3.430 n -916.597 -30.595 Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value va Z(rho) Z(t) 875 an Lu Test Statistic Number of obs = Newey-West lags = om l.c gm hai: Kiểm định tính dừng biến tỷ giá hối đối sai phân bậc giai t to đoạn thứ hai: ng hi ep pperron d.ln_ex Phillips-Perron test for unit root w Number of obs = Newey-West lags = n lo Interpolated Dickey-Fuller 1% Critical 5% Critical 10% Critical Value Value Value Test Statistic ad ju y th Z(rho) Z(t) 875 -793.274 -27.516 -20.700 -3.430 -14.100 -2.860 -11.300 -2.570 yi pl MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 al n va hai: n ua Kiểm định tính dừng biến lãi suất sai phân bậc giai đoạn thứ fu ll pperron d.r m Number of obs = Newey-West lags = oi Phillips-Perron test for unit root 875 nh -20.700 -3.430 z -1065.469 -53.429 Interpolated Dickey-Fuller 5% Critical 10% Critical Value Value z 1% Critical Value at Test Statistic -11.300 -2.570 k jm ht MacKinnon approximate p-value for Z(t) = 0.0000 -14.100 -2.860 vb Z(rho) Z(t) om l.c gm an Lu n va ey t re