CÁC yếu tố vĩ mô tác ĐỘNG đến CHỈ số GIÁ CHỨNG KHOÁN VN INDEX

BỘ TÀI CHÍNH TRƢỜNG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH - MARKETING LƢƠNG VĂN SINH CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VN-INDEX LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Chuyên ngành Tài – Ngân hàng Mã số: 60 34 02 01: Giảng viên hƣớng dẫn: PGS TS ĐÀO DUY HUÂN TP HCM, tháng 4.2014 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đề tài nghiên cứu với hƣớng dẫn PGS TS Đào Duy Huân Các nội dung đƣợc đúc kết trình học tập, số liệu thực nghiệm thực trung thực, xác Đề tài chƣa đƣợc công bố công trình nghiên cứu ii LỜI CÁM ƠN Tôi xin chân thành cám ơn PGS.TS Đào Duy Huân tận tình hƣớng dẫn, góp ý để hoàn thành luân văn này; Tôi chân thành cám ơn quý Thầy Cô Trƣờng Đại học Tài Chính – Marketing dạy cho kiến thức chƣơng trình cao học năm qua, giúp hoàn thiện luận văn này; Tôi cám ơn quý Thầy cô Trung tâm SPSS hƣớng dẫn chƣơng trình phần mềm EVIEW SPSS nhƣ hỗ trợ nghiên cứu đề tài; Tôi cám ơn gia đình, cám ơn bạn lớp Cao học K1-TCNH Trƣờng Đại học Tài – Marketing giúp đỡ trình học tập nghiên cứu đề tài Trân trọng cám ơn! iii MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN ii LỜI CÁM ƠN iii MỤC LỤC iv DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT vi DANH MỤC BẢNG vii DANH MỤC HÌNH viii CHƢƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài .1 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.3 Phạm vi, đối tƣợng nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa khoa học thực tiễn đề tài 1.6 Bố cục nghiên cứu CHƢƠNG TỔNG QUAN LÝ LUẬN VỀ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN 2.1 Những vấn đề lý luận liên quan số giá chứng khoán yếu tố tác động đến số giá chứng khoán 2.1.1 Giá chứng khoán 2.1.2 Các yếu tố ảnh hƣởng đến giá chứng khoán nói chung .7 2.1.3 Mối quan hệ yếu tố vĩ mô số giá chứng khoán 2.2 Các nghiên cứu trƣớc liên quan đến đề tài nghiên cứu 19 2.2.1 Một số nghiên cứu Thế giới 19 2.2.2 Các nghiên cứu nƣớc 24 2.2.3 Nhận xét chung kết nghiên cứu 27 Kết luận chƣơng 28 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 29 3.1 Mô hình nghiên cứu 29 3.2 Giả thiết nghiên cứu 30 3.3 Mẫu nghiên cứu phƣơng pháp thu thập số liệu 33 iv 3.4 Phƣơng pháp xử lý số liệu 33 3.5 Kỹ thuật phân tích số liệu 33 3.5.1 Thống kê mô tả số liệu 33 3.5.2 Kiểm định nghiệm đơn vị 34 3.5.3 Kiểm định đồng liên kết Johansen 35 3.5.4 Phƣơng pháp ƣớc lƣợng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error Correction Model) 36 Kết luận chƣơng 37 CHƢƠNG KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .39 4.1 Khái quát phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam 39 4.1.1 Diễn biến thị trƣờng chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2000-2013 39 4.1.2 Điểm qua nhân tố ảnh hƣởng đến giá chứng khoán thời gian qua 41 4.2 Kết nghiên cứu 44 4.2.1 Thống kê mô tả số liệu 44 4.2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị 46 4.2.4 Xác định mô hình quan hệ dài hạn biến nghiên cứu 49 4.2.5 Kiểm định mối quan hệ ngắn hạn (ECM) 50 4.3 Thảo luận 51 Kết luận chƣơng 56 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 58 5.1 Kết luận 58 5.2 Kiến nghị phát triển thị trƣờng chứng khoán 59 5.2.1 Nâng cao tính minh bạch thị trƣờng chứng khoán .60 5.2.2 Nâng cao nhận thức lực nhà đầu tƣ 62 5.2.3 Xây dựng hệ thống giám sát tự động hóa 64 5.2.4 Chuẩn hóa xác hóa việc xác định giá trị cổ phiếu phát hành lần đầu 64 5.2.5 Ổn định nhân tố vĩ mô nhằm hỗ trợ TTCK phát triển 65 5.3 Hạn chế đề tài hƣớng nghiên cứu 68 Kết luận chƣơng 68 v DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO vii PHỤ LỤC 1: KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ .ix PHỤ LỤC 2: XÁC ĐỊNH BẬC CÁC BIẾN xviii PHỤ LỤC 3: KIỂM ĐỊNH JOHANSEN xviii PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC BIẾN TRONG DÀI HẠN( MÔ HÌNH VCEM) xviii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT CTCK: Công ty chứng khoán GSO: Tổng cục thống kê HOSE: Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh IMF: Quỹ tiền tệ quốc tế TTCK: Thị trƣờng chứng khoán TTHQ: Thị trƣờng hiệu UBCK: Ủy ban chứng khoán VN: Việt Nam vi DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1: Các biến mô hình nghiên cứu 29 Bảng 4.1: Bảng thống kê mô tả số liệu 44 Bảng 4.2: Bảng tƣơng quan biến mô hình 45 Bảng 4.3: Kết kiểm nghiệm đơn vị theo phƣơng pháp có chặn 46 Bảng 4.4: Xác định độ trễ cho biến theo tiêu chuẩn 47 Bảng 4.5: Kiểm định Johansen 48 Bảng 4.6: Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM xác định mối quan hệ ngắn hạn 50 vii DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Diễn biến số VN Index giai đoạn 2010-2013 11 Hình 2.2: Diễn biến số tỷ giá hối đoái giai đoạn 2010-2013 11 Hình 2.3: Diễn biến số CPI giai đoạn 2010-2013 13 Hình 2.4: Diễn biến số cung tiền giai đoạn 2010-2013 15 Hình 2.5: Diễn biến số lãi suất giai đoạn 2010-2013 16 Hình 2.6: Diễn biến số giá dầu giai đoạn 2010-2013 18 Hình 2.7: Diễn biến số giá trị sản xuất công nghiệp giai đoạn 2010-2013 19 Hình 3.1: Mô hình nghiên cứu 29 Hình 4.1: Diễn biến số VN-Index giai đoạn 2004-2013 39 viii CHƢƠNG GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài Thị trƣờng chứng khoán kênh tạo vốn quan trọng kinh tế, tạo điều kiện cho doanh nghiệp sử dụng vốn linh hoạt có hiệu Thị trƣờng chứng khoán phát triển cách hiệu giúp kinh tế phát triển cách động, doanh nghiệp có vốn để mở rộng sản xuất kinh doanh, nhà đầu tƣ thu đƣợc cổ tức, từ phát huy tối đa nguồn lực tổ chức cá nhân nƣớc Vì đánh giá yếu tố tác động đến số giá thị trƣờng chứng khoán việc có ý nghĩa quan trọng không tổ chức trung gian tham gia thị trƣờng nhà đầu tƣ chứng khoán mà hữu ích nhiều cho nhà hoạch định, thiết lập sách để TTCK phát triển TTCK Việt Nam non trẻ nhƣng trải qua nhiều biến động với biến động kinh tế Việt Nam nhƣ giới Bên cạnh kết đạt đƣợc, nhiều vấn đề tồn nhƣ: thông tin bất cân xứng, hệ thống pháp lý chƣa hoàn chỉnh, chất lƣợng hàng hóa thấp, chƣa đa dạng, nhà đầu tƣ mang tâm lý bầy đàn, dẫn đến thị trƣờng dễ bị tổn thƣơng kinh tế gặp khó khăn Điều đặt nhu cầu cấp thiết nghiên cứu chuyên sâu thị trƣờng chứng khoán nhà quản lý thị trƣờng, doanh nghiệp mà đông đảo nhà đầu tƣ Trƣớc vai trò nhƣ tính cần thiết thị trƣờng chứng khoán Việt Nam, tác giả lựa chọn đề tài: “Các yếu tố vĩ mô tác động đến số giá chứng khoán VN-Index” làm luận văn thạc sĩ 1.2 Mục tiêu nghiên cứu đề tài 1.2.1 Mục tiêu Mục tiêu luận văn nhằm kiểm định yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến số giá chứng khoán VN-Index giai đoạn 2000 – 2013 Từ đƣa số kiến nghị phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu (1) Những yếu tố vĩ mô tác động đến số giá VN-Index? (2) Những giải pháp phát triển thị trƣờng chứng khoán Việt Nam? 1.3 - Phạm vi, đối tƣợng nghiên cứu Đối tƣợng nghiên cứu: số giá VN-Index yếu tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, giá dầu, sản lƣợng công nghiệp, cung tiền, tỷ giá hối đoái - Phạm vi nghiên cứu: Đề tài tập trung nghiên cứu thị trƣờng chứng khoán Việt Nam yếu tố từ thành lập đến nay, phân tích kiểm định đại diện số liệu đƣợc chọn lọc từ năm 2000 đến năm 2013 Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu Phƣơng pháp định lƣợng; Ứng dụng mô hình nghiên cứu PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt ảnh hƣởng nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK Việt Nam, tác giả sử dụng mô hình nghiên cứu sau mô hình:  Mô hình nghiên cứu VNI = β + β1EXt+ β2CPIt+ β3MOt + β4Rt + β5OPt+ β5IPt + u Trong đó: VNI: Chỉ số giá TTCK Việt Nam EX: Tỷ giá hối đoái CPI: Lạm phát MO: Cung tiền R: Lãi suất OP: Giá dầu IP: Sản lƣợng công nghiệp  Nguồn số liệu: Nghiên cứu sử dụng số liệu số VN Index hàng tháng từ năm 2000 đến năm 2013 Số liệu đƣợc lấy từ trang web: cophieu68.vn D(ER) D(CPI) (0.02239) 0.002396 (0.00229) 0.001124 (0.00158) Cointegrating Equation(s): (0.08735) 0.003396 (0.00895) 0.010734 (0.00618) Log likelihood 2142.491 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) VNI VIP OIL M2 1.000000 0.000000 0.000000 -9.105216 (2.24572) 0.000000 1.000000 0.000000 5.383873 (1.49141) 0.000000 0.000000 1.000000 8.684386 (2.54549) Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(VNI) -0.106890 -0.266750 (0.01836) (0.07002) D(VIP) -0.039642 -0.232892 (0.01596) (0.06087) D(OIL) -0.034006 0.158045 (0.01739) (0.06632) D(M2) 0.012627 0.034359 (0.00828) (0.03157) D(IR) -0.057086 -0.173713 (0.02304) (0.08785) D(ER) 0.001898 0.004323 (0.00236) (0.00899) D(CPI) 0.002236 0.008666 (0.00159) (0.00606) Cointegrating Equation(s): Log likelihood IR 3.892884 (1.92459) -1.237164 (1.27815) -2.411786 (2.18150) ER -45.09022 (14.6224) 29.72510 (9.71095) 51.66355 (16.5743) 0.061459 (0.03389) 0.103257 (0.02946) -0.119499 (0.03210) -0.011546 (0.01528) 0.050261 (0.04252) -0.001209 (0.00435) -0.002441 (0.00293) 2150.242 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) xxi CPI 30.06030 (8.43686) -21.15178 (5.60303) -33.36336 (9.56305) VNI 1.000000 VIP 0.000000 OIL 0.000000 M2 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(VNI) -0.124617 -0.197683 0.094886 (0.02005) (0.07675) (0.03715) D(VIP) -0.020955 -0.305701 0.068018 (0.01731) (0.06629) (0.03208) D(OIL) -0.022863 0.114628 -0.140512 (0.01914) (0.07327) (0.03546) D(M2) 0.007626 0.053843 -0.002116 (0.00912) (0.03490) (0.01689) D(IR) -0.054273 -0.184672 0.044957 (0.02550) (0.09763) (0.04725) D(ER) 0.002672 0.001309 -0.002668 (0.00261) (0.00997) (0.00483) D(CPI) 0.000857 0.014041 0.000160 (0.00174) (0.00666) (0.00322) Cointegrating Equation(s): Log likelihood IR 1.192803 (0.34902) 0.359382 (0.09009) 0.163501 (0.20720) -0.296542 (0.23843) ER 6.803139 (2.46118) -0.959210 (0.63528) 2.168620 (1.46113) 5.699301 (1.68132) CPI -3.115329 (0.84451) -1.535178 (0.21799) -1.721067 (0.50136) -3.643585 (0.57692) ER 10.72665 (3.30875) 0.222913 (1.05075) 2.706429 (1.49541) 4.723878 CPI -3.953958 (1.11184) -1.787850 (0.35308) -1.836021 (0.50250) -3.435094 0.074853 (0.02762) -0.000421 (0.02385) 0.120232 (0.02637) -0.029124 (0.01256) 0.020376 (0.03513) -0.004683 (0.00359) 0.005403 (0.00240) 2155.227 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) VNI VIP OIL M2 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 IR 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 xxii 0.000000 0.000000 0.000000 Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(VNI) -0.134213 -0.195806 (0.02302) (0.07661) D(VIP) -0.018262 -0.306228 (0.01992) (0.06630) D(OIL) -0.020541 0.114174 (0.02202) (0.07329) D(M2) 0.010159 0.053347 (0.01048) (0.03489) D(IR) -0.034011 -0.188636 (0.02915) (0.09704) D(ER) -0.001051 0.002037 (0.00293) (0.00977) D(CPI) 0.000393 0.014132 (0.00200) (0.00666) Cointegrating Equation(s): Log likelihood 0.000000 1.000000 (1.74580) -3.289323 (2.17819) 0.090817 (0.03737) 0.069160 (0.03234) -0.139527 (0.03575) -0.001042 (0.01702) 0.053547 (0.04734) -0.004246 (0.00477) -3.61E-05 (0.00325) 0.089854 (0.03280) -0.004632 (0.02839) 0.116602 (0.03138) -0.033084 (0.01494) -0.011297 (0.04155) 0.001136 (0.00418) 0.006127 (0.00285) -0.219104 (0.04170) -0.125652 (0.03609) -0.046461 (0.03989) 0.034819 (0.01899) -0.145138 (0.05282) 0.007429 (0.00532) 0.004843 (0.00362) IR 0.000000 ER 0.000000 (0.58664) 0.703074 (0.73194) 2159.360 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) VNI VIP OIL M2 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 xxiii CPI -1.620097 (0.48492) -1.739350 (0.10971) -1.247167 (0.18402) -2.407292 (0.20506) -0.012604 (0.26686) -0.217576 (0.04333) Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(VNI) -0.134211 -0.195864 0.090821 (0.02304) (0.08091) (0.03740) D(VIP) -0.017623 -0.320589 0.069967 (0.01992) (0.06992) (0.03232) D(OIL) -0.019486 0.090429 -0.138193 (0.02198) (0.07716) (0.03567) D(M2) 0.011157 0.030898 0.000219 (0.01037) (0.03640) (0.01683) D(IR) -0.032685 -0.218470 0.055224 (0.02911) (0.10220) (0.04725) D(ER) -0.000957 -9.20E-05 -0.004127 (0.00293) (0.01030) (0.00476) D(CPI) 0.000502 0.011691 0.000101 (0.00200) (0.00701) (0.00324) 0.089890 (0.03655) 0.004265 (0.03159) 0.131313 (0.03486) -0.019176 (0.01645) 0.007186 (0.04617) 0.002455 (0.00465) 0.007640 (0.00316) xxiv -0.219130 (0.04331) -0.132105 (0.03743) -0.057130 (0.04130) 0.024732 (0.01949) -0.158543 (0.05471) 0.006472 (0.00551) 0.003746 (0.00375) -0.092451 (0.16686) 0.290222 (0.14421) 0.091062 (0.15915) -0.190658 (0.07508) 0.111740 (0.21079) -0.044975 (0.02125) 0.016167 (0.01445) PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC BIẾN TRONG DÀI HẠN( MÔ HÌNH VCEM) Vector Error Correction Estimates Date: 03/25/14 Time: 14:26 Sample (adjusted): 162 Included observations: 160 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 VNI(-1) 1.000000 VIP(-1) 3.470198 (0.58867) [ 5.89501] OIL(-1) -1.162591 (0.27068) [-4.29508] M2(-1) -0.518499 (0.23956) [-2.16442] IR(-1) 2.403600 (0.27834) [ 8.63554] ER(-1) -2.001810 (1.51838) [-1.31839] CPI(-1) -4.552610 (1.15087) xviii [-3.95581] C 5.390347 Error Correction: D(VNI) D(VIP) D(OIL) D(M2) D(IR) D(ER) D(CPI) CointEq1 -0.094729 (0.01727) [-5.48420] -0.050521 (0.01503) [-3.36152] -0.007836 (0.01766) [-0.44377] 0.013624 (0.00783) [ 1.73950] -0.053091 (0.02147) [-2.47307] 0.001934 (0.00220) [ 0.87810] 0.001766 (0.00153) [ 1.15435] D(VNI(-1)) 0.420286 (0.06496) [ 6.46944] 0.000710 (0.05653) [ 0.01257] 0.030596 (0.06641) [ 0.46071] 0.072816 (0.02946) [ 2.47194] 0.097158 (0.08074) [ 1.20334] 0.003339 (0.00828) [ 0.40306] -0.007459 (0.00575) [-1.29636] D(VIP(-1)) 0.103839 (0.09129) [ 1.13751] -0.195756 (0.07943) [-2.46455] -0.036961 (0.09332) [-0.39608] -0.019045 (0.04139) [-0.46010] 0.162123 (0.11345) [ 1.42898] -0.018122 (0.01164) [-1.55673] 0.000347 (0.00808) [ 0.04296] D(OIL(-1)) -0.068675 (0.08302) [-0.82719] -0.053169 (0.07224) [-0.73604] 0.275235 (0.08487) [ 3.24302] -0.030137 (0.03764) [-0.80057] 0.045779 (0.10318) [ 0.44367] -0.007014 (0.01059) [-0.66249] 0.012985 (0.00735) [ 1.76603] D(M2(-1)) 0.200696 (0.16721) [ 1.20025] -0.172105 (0.14549) [-1.18292] 0.047789 (0.17093) [ 0.27958] 0.019633 (0.07582) [ 0.25895] 0.581917 (0.20782) [ 2.80016] 0.001695 (0.02132) [ 0.07950] -0.008381 (0.01481) [-0.56594] D(IR(-1)) 0.182792 (0.06899) [ 2.64971] -0.006848 (0.06002) [-0.11410] -0.023609 (0.07052) [-0.33478] -0.137074 (0.03128) [-4.38214] 0.091976 (0.08574) [ 1.07277] -0.007732 (0.00880) [-0.87893] 0.006731 (0.00611) [ 1.10164] D(ER(-1)) 1.267893 (0.63048) [ 2.01099] 0.147646 (0.54858) [ 0.26914] 0.767250 (0.64452) [ 1.19043] -0.146787 (0.28588) [-0.51346] -0.178296 (0.78358) [-0.22754] -0.136925 (0.08040) [-1.70308] 0.079358 (0.05584) [ 1.42120] D(CPI(-1)) -2.364785 (0.80895) [-2.92327] 0.465010 (0.70387) [ 0.66065] 0.531372 (0.82696) [ 0.64256] 0.506217 (0.36680) [ 1.38007] 2.232049 (1.00539) [ 2.22008] 0.118613 (0.10316) [ 1.14983] 0.507912 (0.07165) [ 7.08927] xix C R-squared Adj R-squared Sum sq resids S.E equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D dependent 0.013190 (0.00932) [ 1.41598] 0.014970 (0.00811) [ 1.84694] -0.000978 (0.00952) [-0.10270] 0.013902 (0.00422) [ 3.29127] -0.025120 (0.01158) [-2.16972] 0.002275 (0.00119) [ 1.91476] 0.003262 (0.00083) [ 3.95428] 0.398779 0.366926 0.982467 0.080662 12.51946 180.3988 -2.142485 -1.969507 0.009406 0.101378 0.172853 0.129031 0.743800 0.070184 3.944411 202.6624 -2.420780 -2.247801 0.012710 0.075204 0.099314 0.051595 1.026687 0.082458 2.081245 176.8768 -2.098460 -1.925481 0.007117 0.084671 0.150795 0.105804 0.201995 0.036575 3.351670 306.9448 -3.724310 -3.551332 0.017127 0.038678 0.146812 0.101610 1.517546 0.100250 3.247915 145.6162 -1.707702 -1.534724 0.003185 0.105767 0.049914 -0.000422 0.015976 0.010286 0.991623 509.9171 -6.261464 -6.088486 0.002498 0.010284 0.352754 0.318463 0.007706 0.007144 10.28703 568.2412 -6.990515 -6.817536 0.006805 0.008653 Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion 1.18E-20 7.87E-21 2114.125 -25.55156 -24.20618 xx Nghiên Cứu & Trao Đổi Phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN PGS.TS Phan Thị Bích Nguyệt & ThS Phạm Dương Phương Thảo Đại học Kinh tế TP HCM N ghiên cứu thực nghiệm giới tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK kết nghiên cứu chủ đề có nhiều khác biệt thị trường, chí có kết nghiên cứu trái chiều Sau thời gian hình thành vào hoạt động, thị trường chứng khoán VN có đóng góp định cho kinh tế.Tuy nhiên thị trường tiềm ẩn nhiều biến động bất thường tiềm ẩn nhiều rủi ro Sự thăng trầm thị trường thời gian qua tác động nhiều nhân tố khác loại trừ tác động nhân tố kinh tế vĩ mô Bài nghiên cứu nhằm mục tiêu kiểm định VN có tồn mối tương quan nhân tố kinh tế vĩ mô với thị trường chứng khoán VN hay không? Kết nghiên cứu cho thấy biến: cung tiền, lạm phát, sản lượng công nghiệp (đại diện cho hoạt động kinh tế thực), giá dầu giới thể mối tương quan chiều với TTCK; biến lãi suất tỉ giá hối đoái VND/USD thể mối tương quan ngược chiều với TTCK Trên sở kết nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất gợi ý sách cho điều hành kinh tế vĩ mô cho thị trường với mục tiêu hướng tới phát triển TTCK chuyên nghiệp Từ khóa: Nhân tố kinh tế vĩ mô, thị trường chứng khoán VN Giới thiệu Sau hình thành vào hoạt động, thị trường chứng khoán (TTCK) VN có đóng góp định cho kinh tế Tuy nhiên sau giai đoạn tăng trường nóng, thị trường thường rơi vào trạng thái cân bằng, số giá chứng khoán liên tục sụt giảm Bên cạnh đó, khủng hoảng kinh tế toàn cầu 2008 khiến cho kinh tế VN phải đương đầu với nhiều thách thức Những thông tin tiêu cực kinh tế vĩ mô tác động không nhỏ tới suy giảm toàn thị trường Nhiều câu hỏi đặt ra, có câu hỏi: Vậy, nhân tố kinh tế vĩ mô với TTCK VN có thực tồn mối tương quan hay không? 34 Năm 2011 năm chứng kiến kinh tế VN có nhiều biến động, đặc biệt theo chiều hướng bất ổn, TTCK sụt giảm nghiêm trọng kèm theo biến động bất thường Kế thừa có chọn lọc nhân tố, nghiên cứu kiểm định mối tương quan VN mô hình hồi quy với số liệu thu thập đến tháng 9/2011 nhằm phản ánh diễn biến kinh tế vĩ mô thị trường Trên sở kết phân tích, nghiên cứu đề xuất ý kiến mới, hữu ích cho việc xây dựng hoàn thiện sách điều hành quản lý kinh tế vĩ mô Các ý kiến đề xuất không tập trung nâng cao tính hiệu cho sách kinh tế vĩ mô mà cho TTCK Điều quan trọng cần thiết PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số (18) - Tháng 01-02/2013 bối cảnh kinh tế đương đầu với nhiều khó khăn thách thức Cơ sở lý thuyết khung phân tích TTCK chủ thể chịu tác động nhiều nhân tố, bao gồm nhân tố kinh tế vĩ mô vi mô Mối quan hệ biến kinh tế vĩ mô với số chứng khoán – đại diện cho tình hình TTCK - nhiều nhà nghiên cứu giới quan tâm Stephen A Ross (1976) phát triển Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá (APT – Arbitrage Pricing Theory) để giải thích tỉ suất sinh lợi chứng khoán thị trường Lý thuyết APT cho tỉ suất sinh lời kỳ vọng chứng khoán xác Nghiên Cứu & Trao Đổi định phương trình k nhân tố: Các nhân tố mô hình APT nhân tố kinh tế vĩ mô nhân tố kinh tế vi mô Nhiều nhà khoa học chứng minh thực nghiệm tác động nhân tố vĩ mô sản lượng công nghiệp, số giá tiêu dùng, cung tiền, GDP, tỉ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, rủi ro trị, giá dầu, khu vực mậu dịch, và các chỉ số chứng khoán  thị trường khu vực… đến TTCK Merton (1973); Nelson (1976), Jaffe & M&elker (1976), Fama & Schwert (1977) Ross (1976); Chen, Roll, & Ross (1986); Jorion (1991); Ely & Robinson (1997); Ferson & Harvey (1994); Mukherjee & Naka (1995); Humpe & Macmillan (2007); Yin-Wong Cheung & Kon S.Lai (1998) Nhìn chung, quốc gia phát triển thể rõ tác động nhân tố vĩ mô đếnTTCK Tuy nhiên, nghiên cứu thực nghiệm TTCK lại tìm thấy kết vừa có điểm tương đồng xen lẫn với nhiều khác biệt so với TTCK phát triển Hai khác biệt là: tất biến số kinh tế vĩ mô theo lý thuyết có tác động đến TTCK thể tác động đến TTCK phát triển; chí có tác động số nhân tố vĩ mô đến TTCK thể trái chiều so với lý thuyết kinh điển Ví dụ, thị trường nổi, thân lãi suất nhân tố tác động độ chênh lệch tỉ suất sinh lợi khác biệt mức độ rủi ro ảnh hưởng đến tỉ suất sinh lợi vốn cổ phần (Chen, Roll & Ross 1986) Tại nhiều thị trường  nổi, số  rủi ro trị  giá dầu  cho thấy tương quan yếu với TTCK (Harvey 1995a; Erb, Harvey & Viskanta 1996) Kwon, Shin & Bacon (1997) nghiên cứu thị trường Hàn Quốc với liệu tháng từ 1/1980 đến 12/1992 cho thấy TTCK Hàn Quốc nhạy cảm với hoạt động kinh tế thực hoạt động thương mại quốc tế so với TTCK Mỹ Nhật, thể mối tương quan nhân tố dài hạn tỉ giá hối đoái Trong việc điều chỉnh lãi suất tỉ giá góp phần quan trọng tới mối quan hệ đồng tích hợp lạm phát cung tiền lại không Hơn nữa, số TTCK Singapore có mối quan hệ đồng tích hợp thuận chiều đáng kể với TTCK Nhật Mỹ Có chút khác biệt với kết luận Maysami cộng tỉ giá hối đoái, cán cân thương mại, cung tiền số sản xuất với TTCK Kwon Shin (1999) lại tiếp tục kiểm định liệu hoạt động kinh tế thực Hàn Quốc giải thích biến động thị trường chứng khoán nước không, cách sử dụng kiểm định nhân Granger mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) Kết là: TTCK Hàn Quốc phản ánh dài hạn thay đổi nhân tố kinh tế vĩ mô vào số giá cổ phiếu Maysami Koh (2000) nhận thấy thay đổi hai số đo lường hoạt động kinh tế thực sản lượng công nghiệp thương mại tích hợp bậc với thay đổi TTCK Singapore Tuy nhiên, thay đổi TTCK lại tạo dạng quan hệ đồng tích hợp với thay đổi mức giá cả, cung tiền, lãi suất ngắn hạn, (2004) tiến hành nghiên cứu lại Singapore Kết luận họ số TTCK Singapore số ngành bất động sản hình thành mối quan hệ đồng tích hợp với tất biến số kinh tế lựa chọn gồm lãi suất ngắn hạn, dài hạn, sản lượng công nghiệp, lạm phát, tỉ giá cung tiền Đặc biệt, đối với chỉ số tài chính, hoạt động kinh tế thực và cung tiền liên hệ không đáng kể Ibrahim & Yusoff (2001) nghiên cứu Malaysia giá chứng khoán dường chịu nhiều tác động từ thay đổi nhân tố mang tính nội địa, điển hình cung tiền Đặc biệt, cung tiền mang lại hiệu ứng dương cho giá chứng khoán ngắn hạn, lại tác động ngược chiều xét dài hạn Tỉ giá hối đoái tác động nghịch chiều tới giá chứng khoán dài hạn; sản lượng công nghiệp Số (18) - Tháng 01- 02/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 35 Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng tóm tắt kỳ vọng tương quan nhân tố vĩ mô với TTCK Tương quan Lý thuyết chứng thực nghiệm Hoạt động kinh tế thực + Fama (1981, 1990); Schwert (1990); Canova & De Nicolo (1995); Bodie (1976); Geske & Roll (1983); Rozeff (1984); Pearce & Roley (1983, 1985); Fischer & Merton (1984); Chen, Roll, & Ross (1986); Barro (1990); Domian & Louton (1997); Foresti (2006) Cung tiền + Chen, Roll, Ross (1986); Wong (2005); Mukherjee (1995) Lạm phát - Fama (1991); Mohamed & cộng (2009) Lãi suất - Fama (1981) Nhân tố Tỉ giá hối đoái +/- Bailey & Chung (1995); Ajayi (1996); Granger (2000); Gautam Goswami & Sung-Chang Jung (1997) Giá dầu +/- Ferson & Harvey (1994); Hosseini S.M, Z.Ahmad & Y,W Lai (2011); Mohan N& H.Singh (2011); Cong et al.(2008); Gogineni (2008); Weidenmier, Davis, & Aliaga-Diaz (2008) lạm phát mang tới hiệu ứng dương dài hạn Cũng quan điểm này, Rahman cộng (2009) cho dài hạn dự trữ ngoại hối sản lượng công nghiệp tác động thuận chiều tới giá chứng khoán, cung tiền, lãi suất tỉ giá lại dẫn tới ảnh hưởng ngược chiều tới thị trường chứng khoán Malaysia Mohamed & cộng (2009) tiếp cận vấn đề dựa mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), họ tìm kiếm liên hệ biến số kinh tế vĩ mô gồm lạm phát, cung tiền, tỉ giá biến động số thị trường chứng khoán Malaysia cho giai đoạn trước khủng hoảng (dữ liệu từ 1987 đến 1995) sau khủng hoảng (từ 1999 đến 2007) Họ kết luận trước sau khủng hoảng, lạm phát có tương quan dương với số giá chứng khoán, cung tiền tác động ngược chiều với giá chứng khoán Trong đó, tỉ giá hối đoái có mối quan hệ thuận chiều với giá chứng khoán giai đoạn trước khủng hoảng lại tác động ngược chiều với giá chứng khoán sau khủng hoảng Bài nghiên cứu chọn lọc nhân 36 tố thường gặp kết nghiên cứu giới để xem xét cụ thể nhằm tìm khung lý thuyết phân tích phù hợp cho trường hợp VN Tóm lại, kết nghiên cứu không đồng với lý thuyết kinh điển, đặc biệt nghiên cứu tiến hành nước có kinh tế Phương pháp nghiên cứu Dựa khung lý thuyết nêu để phù hợp với đặc thù thông tin kinh tế VN, nhân tố vĩ mô sau chọn để xem xét tương quan với thị trường chứng khoán: Cung tiền, Lạm phát, Hoạt động kinh tế thực, Lãi suất, Tỉ giá hối đoái, Giá dầu Dữ liệu thể tình hình TTCK số VN-Index theo tháng giai đoạn từ tháng 7/2000 đến tháng 9/ 2011 (135 quan sát) Chỉ số VN-Index theo tháng tính trung bình số VN-Index đóng cửa cuối ngày giao dịch tháng, để phản ánh xác thực giảm sai lệch so với việc lấy số đầu PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số (18) - Tháng 01-02/2013 tháng cuối tháng Theo lý thuyết, tăng trưởng GDP biến đại diện tốt cho hoạt động kinh tế thực, nhiên hạn chế không thu thập số liệu tăng trưởng GDP theo tháng VN nên số sản lượng công nghiệp chọn để thay Dữ liệu thu thập theo tháng từ nguồn sau: Hệ thống sở liệu tiêu tài Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF); Tổng cục Thống kê VN (GSO); Ngân hàng Nhà nước VN; Ủy ban Chứng khoán Nhà nước Bài nghiên cứu áp dụng kiểm định đồng tích hợp theo phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị phần dư Engle Granger để xác định liệu biến số kinh tế vĩ mô lựa chọn có mối tương quan với thị trường chứng khoán VN hay không Ngoài ra, để tránh tượng hồi quy giả, kiểm định nghiệm đơn vị sử dụng để xem xét tính dừng biến số Sau kiểm định, nghiên cứu dùng phương trình ước lượng hồi quy bội để phản ánh mối tương quan Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng tóm tắt biến mô hình STT Tên biến Đơn vị đo lường VNI Chỉ số giá chứng khoán, thể cho TTCK điểm M2 Cung tiền M2, thể cho nhân tố cung tiền Tỉ đồng CPI Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng, thể cho nhân tố lạm phát % IP Sản lượng công nghiệp, thể cho hoạt động kinh tề thực Tỉ đồng R Lãi suất cho vay ngắn hạn, thể cho nhân tố lãi suất EX Tỉ giá VND/USD theo IMF, thể cho nhân tố tỉ giá hối đoái VND/USD OP trung bình giá dầu thô FOB giao ngày giới, dùng để thể nhân tố giá dầu USD/barrel Nội dung % Variable Coefficient Std, Error t-Statistic Prob,   M2 0,000226 0,000107 2,120785 0,0359 CPI 495,1581 1454,838 0,340353 0,7341 IP 0,009985 0,003137 3,183326 0,0018 R -35,20545 9,533841 -3,692682 0,0003 EX -0,166722 0,035176 -4,739677 0,0000 OP 4,423258 1,391436 3,178916 0,0019 C 2662,640 499,1871 5,333952 0,0000 R-squared 0,550651     Mean dependent var 399,1613 Adjusted R-squared 0,529587     S,D, dependent var 242,6059 S.E of regression 166,3952     Akaike info criterion 13,11707 Sum squared resid 3543981,     Schwarz criterion 13,26771 Log likelihood -878,4020     Hannan-Quinn criter, 13,17828 F-statistic 26,14273     Durbin-Watson stat 0,222942 Prob(F-statistic) 0,000000 biến, thực hậu kiểm định nhằm nâng cao mức xác thực phương trình hồi quy kiểm định Wald (kiểm định ràng buộc tuyến tính), kiểm định Durbin-Watson (kiểm định tượng tự tương quan) Mục đích nghiên cứu xác định tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK VN, mô hình nghiên cứu có dạng : VNIt = α1+ α2M2t + α3CPIt + α4IPt + α5Rt + α6EXt + α7OPt + ut Các nhà đầu tư thị trường chứng khoán thực đầu tư thường dựa vào dự báo, tức VNIt chịu tác động biến CPI M2 có độ trễ (t-k) Tuy nhiên, VN tình trạng cập nhật thông tin chưa tốt nên thông tin công bố bao hàm độ trễ, tức số liệu CPI M2 công bố dựa việc thay đổi giá hàng hóa cung tiền xảy Vì vậy, không xét hai biến số với độ trễ Kết thảo luận Các biến CPI, R, OP có tính dừng Các biến VNI, M2, IP, EX không dừng I(0) dừng I(1) Do đó, phương trình hồi quy thực, biến có quan hệ đồng tích hợp VNIt = 2662,640 + 0,000226M2t + 495,1581CPIt + 0,009985IPt - 35,20545Rt 0,166722EXt + 4,423258OPt + ut R2 điều chỉnh = 52,96% nghĩa thay đổi biến kinh tế vĩ mô giải thích 52,96% biến động TTCK Mô hình hồi quy có p-value < 0,01: ước lượng hồi quy đạt ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 99% Hiện tượng đa cộng tuyến không đáng kể để bảo đảm tính hiệu (efficiency) tính bền vững (consistency) mô hình hồi quy, không loại bỏ biến số mô hình Kiểm định nghiệm đơn vị phần dư cho kết phần dư chuỗi dừng Điều khẳng định biến hai mô hình đồng tích hợp, tức có tồn quan hệ cân dài hạn biến kinh tế vĩ mô với thị trường chứng khoán Kiểm định Wald để kiểm định ràng buộc tuyến tính hệ số mô hình, xem hệ số hồi quy có ý nghĩa không Kết quả: p-value < mức ý nghĩa α = 5%, nên ta bác bỏ giả thiết Ho, tức hệ số hồi quy không đồng thời 0, mô hình hồi quy có ý nghĩa Tóm lại, kết mô hình hồi quy cho thấy: Khi nhân Số (18) - Tháng 01- 02/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 37 Nghiên Cứu & Trao Đổi tố khác không đổi, VN : - Cung tiền tương quan dương với TTCK (+): Kết tương đồng với nghiên cứu trước mối tương quan cung tiền TTCK Cung tiền tăng điều kiện tạo dư thừa tổng phương tiện toán Đây điều kiện để dòng tiền chảy vào TTCK, làm tăng số giá chứng khoán - Lãi suất tương quan âm với TTCK (-) Lãi suất cho vay VN thường tăng xảy lạm phát phủ thắt chặt tín dụng nhằm kiểm soát lạm phát Có thể thấy lãi suất tăng tín hiệu cho biết lạm phát có chiều hướng gia tăng Tín hiệu dễ nhận biết Ngoài ra, tượng tâm lý đầu tư theo bầy đàn tâm lý chi phối hành vi nhà đầu tư TTCK mạnh mẽ khiến cho số giá chứng khoán sụt giảm có tín hiệu bất ổn kinh tế vĩ mô lãi suất tăng Do đó, điều kiện nhân tố khác không đổi, lãi suất cho vay tăng 1% số VN-Index giảm 35,205 điểm Kết luận tương đồng với nghiên cứu trước - Lạm phát tương quan dương với TTCK Kết tương đồng với kết tìm thấy thị trường Malaysia (Mohamed & cộng sự, 2009) lại ngược với lý thuyết kinh điển Tuy nhiên biến CPI mô hình có ý nghĩa thống kê thấp, không phản ánh xác tác động thực nhân tố lạm phát đến TTCK Một nguyên nhân cách tính số CPI VN mang tính đặc thù dẫn đến biểu bất thường CPI Hướng nghiên cứu tìm biến 38 công cụ cho nhân tố lạm phát - Sản lượng công nghiệp tương quan dương với TTCK (+) : Khi sản lượng công nghiệp tăng 1.000 tỉ đồng/ tháng số VNIndex tăng 9,985 điểm Kết tương tự nghiên cứu trước phù hợp với thực tế VN Khi sản lượng công nghiệp tăng, kinh tế tăng trưởng, triển vọng đầu tư khả quan, doanh nghiệp có nhiều khả kinh doanh sinh lợi cao, thu hút dòng vốn đầu tư vào TTCK Khi kinh tế tăng trưởng, nhu cầu huy động vốn qua kênh TTCK doanh nghiệp gia tăng nhằm đáp ứng nhu cầu mở rộng hoạt động, lượng hàng hóa chứng khoán thị trường hấp dẫn hơn, thế, TTCK tăng trưởng kinh tế tăng trưởng - Tỉ giá hối đoái có tương quan âm với TTCK (-) : tỉ giá tăng (VND giá) 100 đồng/USD số VN-Index sụt giảm 16,672 điểm VN thường xuyên quốc gia nhập siêu, kỹ thuật khoa học chưa thực phát triển nên chủ yếu phải nhập máy móc, nguyên vật liệu, …từ nước USD ngoại tệ có giá trị mạnh so với VND, giá nhiều sản phẩm USD để định giá, doanh nghiệp ưa chuộng loại hình vay USD, ngưởi dân có tâm lý nắm giữ USD hình thức trú ẩn tránh rủi ro Những điều dẫn đến tỉ giá tăng, VND giá tạo tâm lý bất an cho nhà đầu tư Có thể xem tín hiệu nhiều bất ổn kinh tế vĩ mô đến, đó, TTCK sụt giảm - Giá dầu giới có tương quan dương với TTCK: Khi giá PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số (18) - Tháng 01-02/2013 dầu tăng USD/barrel số VN-Index tăng 4,423 điểm Theo lý thuyết, mối tương quan giá dầu với TTCK dương âm, có mối tương quan thuận (+) giá dầu với giá chứng khoán nước xuất dầu mỏ lại có mối tương quan nghịch (-) nước nhập dầu mỏ VN quốc gia xuất dầu mỏ mà lại thể tương quan dương giá dầu với TTCK thực chất biến động giá xăng dầu thể thị trường VN chịu nhiều can thiệp từ phía Nhà nước, nên tín hiệu phát từ nhân tố bị bóp méo Gợi ý sách Trên sở kết phân tích học kinh nghiệm rút từ lý thuyết nghiên cứu giới, nghiên cứu đề xuất số ý kiến cho việc xây dựng hoàn thiện sách điều hành quản lý kinh tế vĩ mô: 5.1 Chính sách kinh tế vĩ mô cần hướng đến tạo ổn định, bền vững cho thị trường chứng khoán Thị trường chứng khoán hàn thử biểu kinh tế, tức phản ánh kỳ vọng xảy kinh tế Kết phân tích hồi quy cho thấy nhân tố kinh tế vĩ mô thực có tác động đến thị trường chứng khoán Do đó, việc ban hành quản lý sách kinh tế vĩ mô Chính phủ không hướng đến việc điều hành kinh tế mà cần phải quan tâm đến phát triển bền vững cho thị trường chứng khoán Trong trình nghiên cứu đề xuất sửa đổi Nghiên Cứu & Trao Đổi sách kinh tế vĩ mô nói chung thị trường chứng khoán nói riêng, cần nghiên cứu hành vi chủ thể kinh tế ảnh hưởng đến việc định kinh tế giá thị trường sao, việc ứng dụng tài học hành vi quản lý thực tế nhà đầu tư luôn hành động theo lý trí Thực tế thị trường hội đủ yếu tố: hành vi bất hợp lý nhà đầu tư, hiệu ứng bất hợp lý mang tính hệ thống, giới hạn kinh doanh chênh lệch giá, lúc mà tượng giá cổ phiếu bị định giá sai Vì tảng pháp quy để xây dựng sách, nhà hoạch định sách không nên xem nhẹ tác động mang tính hiệu ứng đám đông ban hành, điều chỉnh sách nói chung quản lý TTCK nói riêng 5.2 Nâng cao tính hiệu thông tin vĩ mô TTCK phản ứng mạnh trước thông tin Trong thực tế, có nhóm thông tin trùng khớp, có thông tin mang tính độ trễ có thông tin mang tính dự báo Đối với nhà hoạch định sách, đưa chiến lược ngắn, trung dài hạn thông tin từ chiến lược nhà đầu tư tiếp nhận, phân tích đánh giá để đưa vào dự báo giá chứng khoán thị trường xây dựng chiến lược đầu tư Độ xác, minh bạch kịp thời thông tin có tác động lên thị trường hành vi nhà đầu tư Do đó, việc công bố thông tin cần thực chuyên nghiệp kiểm soát hành lang pháp lý để tránh tình trạng kinh doanh nội gián, lợi ích nhóm làm bóp méo rối loạn thị trường 5.3 Chính sách tiền tệ tương quan với TTCK Chính sách tiền tệ trình quản lý cung tiền Ngân hàng Nhà nước hướng tới lãi suất mong muốn để đạt mục đích ổn định tăng trưởng kinh tế Chính sách tiền tệ VN tất yếu phải lựa chọn mục tiêu hướng đến cụ thể, phù hợp với đặc thù phát triển giai đoạn Dù có lựa chọn mục tiêu sách tiền tệ cần có lộ trình cụ thể, tránh gây cú sốc tâm lý cho nhà đầu tư, gây ảnh hưởng tiêu cực cho phát triển thị trường chứng khoán Sự suy giảm TTCK - đến lượt - lại ảnh hưởng ngược đến dòng vốn vào kinh tế, góp phần gây khó khăn cho việc phát huy tác dụng sách Hơn nữa, thị trường chứng khoán VN non trẻ nên chưa bền vững, dễ bị sụt giảm tác động sách thắt chặt tiền tệ Vì vậy, Ngân hàng Nhà nước cần tránh động thái bất ngờ điều hành sách Chính sách cho vay theo lãi suất thỏa thuận cho khoản vay trung dài hạn giải pháp giúp Số (18) - Tháng 01- 02/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 39 Nghiên Cứu & Trao Đổi bình ổn thị trường lãi suất Tuy nhiên, để thực sách này, cần có đồng thuận ngân hàng toàn hệ thống kiểm soát chặt chẽ ngân hàng nhà nước Việc có số ngân hàng nhỏ không đủ tiềm lực tài huy động vốn bất chấp tính hiệu vốn huy động vốn cho vay làm lũng đoạn thị trường lãi suất Ngân hàng Nhà nước nên người tổ chức, giám sát để trì thị trường lãi suất bình ổn quy định cụ thể chế tài nghiêm ngặt để phòng ngừa rủi ro hệ thống Tỉ giá biến số phức tạp nhạy cảm điều hành kinh tế vĩ mô Mỗi biến động tác động đến hàng loạt mục tiêu đối kháng nhau: tăng tỉ giá để khuyến khích xuất ảnh hưởng xấu đến doanh nghiệp nước có nguyên liệu đầu vào hàng nhập khẩu, tăng rủi ro cho doanh nghiệp có nợ vay ngoại tệ, gánh nặng nợ nần Chính Phủ, thu hút vốn đầu tư… Điều hành tỉ giá thực nhiệm vụ phức tạp Vì thay 40 đổi giá trị tiền đồng phải đặt mối quan hệ với biến số vĩ mô khác kinh tế để đảm bảo điều chỉnh tỉ giá phù hợp, đáp ứng cân tổng thể kinh tế không riêng mục tiêu hỗ trợ xuất Việc can thiệp, điều hành, kiểm soát chặt chẽ tỉ giá USD VND Ngân hàng Nhà nước xuất phát từ thói quen sử dụng đồng USD giao thương người VN Trong suốt thời gian dài, tỉ giá USD/VND dao động với biên độ thấp nên tâm lý nhà đầu tư nhạy cảm trước thông tin bất ngờ nới rộng hay thu hẹp biên độ Trong điều kiện kinh tế nay, tỉ giá nên kiểm soát Chính phủ theo hướng ổn định để tạo môi trường bình ổn cho doanh nghiệp Ngoài ra, Ngân hàng Nhà nước nên cho thực toán quốc tế ngoại tệ khác, thay đồng USD để giảm áp lực cung tiền lên ngoại tệ Đồng thời, cho doanh nghiệp thực nhóm công cụ phái sinh hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn để vấn đề cung cầu ngoại tệ không PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số (18) - Tháng 01-02/2013 gây trở ngại cho hoạt động sản xuất kinh doanh theo đó, chứng khoán công ty tăng trưởng ổn định 5.4 Gia tăng nội lực cho kinh tế Những sách tiền tệ linh hoạt phù hợp cho phát triển thị trường chứng khoán trình bày tạo điều kiện cho doanh nghiệp mở rộng hoạt động, gia tăng lợi nhuận, nhờ hàng hóa chứng khoán thị trường gia tăng số lượng lẫn chất lượng, tạo điều kiện để phát triển thị trường chứng khoán Doanh nghiệp hoạt động tốt gia tăng nội lực cho kinh tế, tạo sở để gia tăng dự trữ quốc gia, có VN thực sách tiền tệ sách quản lý điều hành đất nước khác cách có hiệu 5.5 Hướng đến thị trường chứng khoán hiệu thông tin Bên cạnh việc quan tâm đến nhân tố sách kinh tế vĩ mô nhằm phát triển thị trường hàng hóa thân thị trường chứng khoán VN cần hướng đến tính hiệu mặt thông tin Có giá chứng khoán phản ánh kịp thời có tin tức thay đổi sách kinh tế vĩ mô Điều thể đa chiều mối tương quan: sách kinh tế vĩ mô Chính phủ cần quan tâm để thị trường chứng khoán phát triển, TTCK phải dạng hiệu phản ánh kỳ vọng từ sách đem lại, sách thể kết mức qua TTCK nội lực kinh tế gia Nghiên Cứu & Trao Đổi tăng lại tạo điều kiện cho sách thể kết điều hành tốt Thị trường chứng khoán phát triển bền vững đến lượt lại phát tín hiệu đến nhà đầu tư nước phát triển kinh tế, thu hút dòng vốn vào thị trường, lại tiếp tục tạo điều kiện cho doanh nghiệp kinh tế phát triển Tóm lại, mối tương quan qua lại nhiều lần này, kinh tế VN tiếp thêm sở để ngày tăng trưởng ổn định Để nâng cao hiệu mặt thông tin cho thị trường chứng khoán, giải pháp sau đề xuất: Cải thiện tính minh bạch thông tin công bố, tiến tới dỡ bỏ biên độ giao dịch sàn giao dịch chứng khoán, tạo điều kiện cho giá chứng khoán phản ứng nhanh chóng với thông tin công bố, nâng cao vai trò quan giám sát thị trường chứng khoán, nâng cao tính thực thi hệ thống luật pháp liên quan đến hoạt động đầu tư chứng khoán, nâng cao chất lượng hệ thống sở hạ tầng, rút ngắn thời gian toán phù hợp với thông lệ quốc tế, kiểm soát chặt tiêu chuẩn niêm yết nhằm tăng tính an toàn cho nhà đầu tư Điều quan trọng giải pháp cần phải thực kết hợp cách hài hòa nhằm phát huy tối đa tác dụng TTCK l TÀI LIỆU THAM KHẢO Bailey, W & Y.P Chung (1995), “Exchange rate fluctuations, political risk, & stock returns: Some evidence from an emerging market”, Journal of Financial & Quantitative Analysis, 30: 541-562 Chen, N., R Roll & S Ross (1986), “Economic forces & the stock market”, Journal of Business, Vol.59 No.3, pp.383-403 Domian, D.L & D.A Louton (1997), “A threshold autoregressive analysis of stock returns & real economic activity”, International Review Economic Finance, 6(2):167-171 Fama, E.F & Schwert, G (1977).“Asset Returns & Inflation,” Journal of Financial Economics, 5: 115-146 Fama, E.F & K.French (1990), “Business conditions & expected returns on stocks & bonds”, Journal of Financial Economics, 25: 23-49 Fama, E.F (1981), “Stock returns, real activity, inflation & money”, American Economic Review, Vol.71, pp.545-564 Fama, E.F (1991), “Efficient capital markets: II”, Journal of Finance 46, 1575-1618 Ferson, W.E & Harvey, C.R.(1994), “Sources of risk & expected returns in global equyty markets”, Journal of Banking & Finance, Issue 8, pp 775-803 Fisher, S & R.C Merton (1984), “Macroeconomics & finance: The role of the stock market” Geske, R & R.Roll (1983), “The fiscal & monetary linkage between stock returns & inflation”, Journal of Finance 38, 1-32 Harvey, C.R (1995a), “The risk exposure of emerging equyty markets”, World Bank Economic Review 9, 19-50 Humpe, A & P Macmilan, Can macroeconomic variables explain long term stock market movements? A comparison of the US & Japan, CDMA Working Paper No.07 Ibrahim, M & Yusoff (2001), “ The relatioship between stock returns & inflation: evidence from Malaysia, Indonesia”, Capital Market Review, 9;129-154 Jaffe, J.F & G M&elker (1976), “ The “Fisher Effect” for risky assets: An empirical investigation”, Journal of Finance 31, 447-458 Kwon, C.S., T.S.Shin & Bacon, F.W (1997), “The effect of macroeconomic variables on stock market returns in developing markets”, Mutinational Business Review, Fall, 5, 2, 63-70 Kwon, C.S & T.S.Shin (1999), “Cointegration & causality between macroeconomic variables & stock returns”, Global Finance Journal, 10(1), 71-81 Maysami et al (2004), “Relationship between macroeconomic variables & stock market indices: Cointegration evidence from Stock Exchange of Singapore’s All-S sector indices”, Journal of Pengurusan, 24, 47-77 Merton, R.C (1973), “An intertemporal capital asset pricing model”, Econometrica, 41, 867-887 Mohamed et al (2009), “Effects of macroeconomic variables on stock prices in Malaysia: an approach of error correction model” Mukherjee, T.K & Naka, A (1995), “Dynamic relations between macroeconomic variables & the Japanese stock market: an application of a vector error correction model”, Journal of Financial Research, 18,2, 223-237 Nelson, C (1976) “Inflation & Rates of Return on Common Stocks,” Journal of Finance, 31: 471-483 Pearce, D.K & V.V Roley (1983), “The reaction of stock prices to unanticipated changes in money: a note”, Journal of Finance, :1323-1333 Rahman, A.A et al (2009), “Macroeconomic determinants of Malaysia stock market”, African Journal of Business Management Vol.3:95-106 Ross, S.A (1976), “The arbitrage pricing theory of capital assats pricing”, Journal of Economic Theory, Vol.13, pp.341360 Rozeff, M.S (1974), “Money & stock prices”, Journal of Economics, Sept 245-302 Schwert, W.G (1990), “Stock returns & real activity: a century of evidence, Journal of Finance, 45: 1237-1257 Yin-Wong, C & K.S Lai (1998), Macroeconomics determinants of longterm stock market comovements among major EMS countries, Working Paper, June, University of California Santa Cruz Số (18) - Tháng 01- 02/2013 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 41 [...]... quả nghiên cứu và các kiến nghị từ kết quả nghiên cứu 4 CHƢƠNG 2 TỔNG QUAN LÝ LUẬN VỀ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN 2.1 Những vấn đề lý luận liên quan chỉ số giá chứng khoán và các yếu tố tác động đến chỉ số giá chứng khoán 2.1.1 Giá chứng khoán 2.1.1.1 Khái niệm giá chứng khoán Giá trị hàng hoá và dịch vụ đƣợc hình thành từ lợi thế sử dụng các nguồn lực vô... hạn giữa chỉ số giá chứng khoán và các yếu tố kinh tế vĩ mô, tuy nhiên, chỉ có đồng liên kết dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán và các yếu tố vĩ mô đƣợc chứng minh là tồn tại Mối quan hệ ngắn hạn này chƣa đƣợc kết luận Từ việc tổng hợp các kết quả phân tích cho thấy chỉ số giá chứng khoán Việt Nam chịu tác động bởi nhiều nhân tố, trong đó năm nhân tố vĩ mô tác giả chọn để phân tích có tác động đáng... thiệu một cách tổng quan các vấn đề nghiên cứu của đề tài Chƣơng 2: Tổng quan lý luận về chỉ số giá chứng khoán và các yếu tố vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán: Giới thiệu khái quát các vần đề lý thuyết liên quan đến các yếu tố tác động đến chỉ số giá chứng khoán và trình bày kết quả của một số nghiên cứu đi trƣớc liên quan đến đề tài 3 Chƣơng 3: Phƣơng pháp nghiên cứu: Giới thiệu mô hình và... cho thấy rằng các biến lãi suất và chỉ số sản xuất có ảnh hƣởng có ý nghĩa thống kê với biến phụ thuộc là chỉ số giá chứng khoán ngành dịch vụ, trong đó R² = 0,479 Lãi suất có tác động tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán và điều này chỉ ra rằng có một mối quan hệ xấu giữa lãi suất và chỉ số lĩnh vực dịch vụ Chỉ số sản xuất có tác động tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán, việc giảm chỉ số sản xuất có... suất không có tác động đáng kể đến hoạt động thị trƣờng chứng khoán H2: Lạm phát không có tác động đáng kể đến hoạt động thị trƣờng chứng khoán H3: Tỷ giá không có tác động đáng kể đến hoạt động thị trƣờng chứng khoán H4: Đầu tƣ trực tiếp nƣớc ngoài không có tác động đáng kể đến hoạt động thị trƣờng chứng khoán Kết quả kiểm định cho thấy lãi suất có tác động tiêu cực đến thị trƣờng chứng khoán, nếu lãi... quát lại cơ sở lý thuyết và kiểm định giả thiết về các yếu tố vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán Việt Nam Ý nghĩa thực tiễn: Kết quả nghiên cứu của luận văn tạo tiền đề cho các nghiên cứu tiếp theo về các yếu tố tác động đến chỉ số giá chứng khoán TTCK Việt Nam và tạo cơ sở để xây dựng một số giải pháp nhằm phát triển thị trƣờng chứng khoán VN 1.6 Bố cục của nghiên cứu Nội dung luận văn bao... R² = 0,619 Lãi suất có tác động tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán và điều này chỉ ra rằng có một mối quan hệ xấu giữa lãi suất và chỉ số lĩnh vực bảo hiểm chỉ số sản xuất có tác động tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán, việc giảm chỉ số sản xuất có nghĩa là giảm nhu cầu về cổ phiếu và giảm chỉ số chung giảm Lý do tại sao có một mối quan hệ tiêu cực giữa chỉ số Amman và chỉ số sản xuất là do một phần... dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô với chỉ số giá chứng khoán VN- Index, (iii) thực hiện kiểm định nhân quả Granger để khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn chỉ số VN- Index và các biến kinh tế vĩ mô 25 Kết quả nghiên cứu: Kiểm định đồng liên kết Enlge - Granger và Johansen cho thấy những kết quả tƣơng đồng về có mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số VN- Index và các yếu tố kinh tế vĩ mô (tỷ giá hối đoái,... Khi cung chứng khoán không đổi nhƣng lƣợng cầu giảm mạnh sẽ dẫn đến tình trạng giá chứng khoán sụt giảm Do vậy, giá cả chứng khoán luôn vận động và biến đổi theo quy luật cung cầu và đây cũng là quy luật phổ biến và đặc trƣng của nền kinh tế thị trƣờng nói chung 8 2.1.3 Mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán 2.1.3.1 Tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán: Tỷ giá hối... công ty Các giá trị này đƣợc nhu cầu thị trƣờng phán quyết và hình thành nên giá cả Giá trị của chứng khoán khác với giá trị của hàng hoá dịch vụ trong nền kinh tế Giá trị của chứng khoán phản ánh giá trị hữu hình, vô hình và những vấn đề kinh tế cơ bản của công ty Giá trị của chứng khoán bị tác động bởi các nhân tố nội tại, yếu tố vi mô, vĩ mô có liên quan và hình thành nên giá cả của chứng khoán Trên ... LUẬN VỀ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN 2.1 Những vấn đề lý luận liên quan số giá chứng khoán yếu tố tác động đến số giá chứng khoán 2.1.1 Giá chứng khoán. .. VỀ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN 2.1 Những vấn đề lý luận liên quan số giá chứng khoán yếu tố tác động đến số giá chứng khoán 2.1.1 Giá. .. có tác động dƣơng đến số giá chứng khoán H2: Lạm phát có tác động âm đến số giá chứng khoán H3: Lãi suất có tác động âm đến số giá chứng khoán H4: Tỷ giá có tác động âm dƣơng đến số giá chứng khoán