Tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán: Bằng chứng tại Việt Nam

Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Tác động sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán: Bằng chứng Việt Nam Dương Ngọc Mai Phương, Vũ Thị Phương Anh Đỗ Thị Trúc Đào & Nguyễn Hữu Tuấn Trường Đại học Kinh tế-Tài TP.HCM Nhận bài: 19/09/2015 – Duyệt đăng: 26/10/2015 N ghiên cứu xem xét ảnh hưởng sách tiền tệ (CSTT) đến thị trường chứng khoán (TTCK)ở VN Nghiên cứu sử dụng mô hình Structural Vector Autoregressive (SVAR) với biến gồm lãi suất sách Mỹ đại diện cho cú sốc ngoại sinh, biến sản lượng công nghiệp, lạm phát, cung tiền, lãi suất giá chứng khoán đại diện cho kinh tế nước Kết nghiên cứu cho thấy TTCK chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc CSTT Cú sốc thắt chặt (mở rộng) CSTT làm cho TTCK suy giảm (tăng trưởng) tương ứng Nghiên cứu tìm thấy sản lượng tăng có cú sốc tăng TTCK Từ khóa: Chính sách tiền tệ, thị trường chứng khoán, Tobin’s Q, SVAR Giới thiệu Mối quan hệ sách tiền tệ (CSTT) thị trường chứng khoán (TTCK) ngày nhiều nhà đầu tư, nhà nghiên cứu quan hoạch định sách quan tâm Bởi CSTT có công cụ quan trọng tác động vào kinh tế nhằm kiểm soát giá ổn định kinh tế vĩ mô bao hàm TTCK Mishkin (1996) nhà kinh tế có nghiên cứu hệ thống kênh để CSTT tác động đến giá sản lượng Ngoài kênh truyền dẫn truyền thống lãi suất theo trường phái kinh tế học Keynes, Miskhin nhấn mạnh đến kênh giá tài sản tài Để thành công điều hành CSTT, nhà hoạch định sách nên hiểu thấu đáo công cụ CSTT tác động đến giá cổ phần nào; từ có điều chỉnh phù hợp Nhà đầu tư muốn biết tài sản sở hữu chịu ảnh hưởng mức độ trước biến chuyển bất ngờ CSTT Vì điều quan trọng này, nghiên cứu tác động CSTT đến TTCK nên thực Trong nghiên cứu này, tác giả tiếp cận tác động yếu tố vĩ mô đến TTCK theo lý thuyết kênh truyền dẫn giá tài sản CSTT Nghiên cứu tập trung vào phân tích đo lường chuyển động TTCK thông qua giá tài sản cổ phần với đại diện số giá chứng khoán (CSGCK)1 thay đổi trước cú sốc bất ngờ của công cụ CSTT Trong phần phân tích sau nghiên cứu tác giả đồng CSGCK TTCK Mối quan hệ sách tiền tệ TTCK 2.1 Ảnh hưởng CSTT lên TTCK Các nhà kinh tế cho CSTT đóng vai trò quan trọng biến động giá chứng khoán Xem xét mô hình định giá chứng khoán phương pháp chiết khấu dòng cổ tức Smirlock & Yawitz, (1985) lập luận CSTT ảnh hưởng đến lãi suất thị trường từ ảnh hưởng đến giá cổ phiếu thông qua hai kênh Đầu tiên, sách thắt chặt tiền tệ tiến hành thông qua việc tăng lãi suất sách ví dụ lãi suất bản, dẫn đến việc tăng lãi suất thị trường sử dụng để chiết khấu dòng tiền mô hình định giá Điều dẫn đến giá Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động cổ phiếu giảm Kênh thứ hai thông qua tác động CSTT mong đợi dòng tiền tương lai chẳng hạn thu nhập công ty CSTT thắt chặt ảnh hưởng đến hoạt động kinh tế ảnh hưởng đến thu nhập tiềm doanh nghiệp tương lai Theo giải thích Bernanke Gertler (1995), tăng lãi suất gây việc thắt chặt tiền tệ làm giảm dòng tiền ròng công ty Bởi thắt chặt CSTTlàm giảm tổng cầu chi tiêu tiêu dùng tăng chi phí lãi vay phải trả Ngoài ra, lãi suất thị trường tăng làm suy giảm khả tài công ty, khiến công ty phải đối mặt với phần bù rủi ro nguồn vốn tài trợ từ bên cao Điều buộc công ty phải hủy bỏ hoãn lại hội đầu tư sinh lợi, dẫn đến làm giảm tiềm thu nhập tương lai công ty Mặt khác, điều kiện thắt chặt tiền tệ ngăn chặn việc cung cấp tín dụng ngân hàng thương mại cho doanh nghiệp Ngoài ra, CSTT ảnh hưởng đến giá cổ phiếu thông qua phần bù rủi ro Những kỳ vọng chu kỳ suy thoái, điều kiện thắt chặt tiền tệ khiến nhà đầu tư xem cổ phiếu khoản đầu tư nhiều rủi ro Để bù đắp cho rủi ro tăng lên, nhà đầu tư yêu cầu mức chiết khấu cao mà điều đạt thông qua giá cổ phiếu thấp 2.2 Phản ứng CSTT với cú sốc giá chứng khoán Giá cổ phiếu đóng vai trò quan trọng điều hành CSTT Bên cạnh mục tiêu ứng phó lạm phát để giảm thiểu biến động kinh tế, CSTT xem xét giá tài sản nói chung giá chứng khoán nói riêng mục tiêu thiết lập sách tiền tệ Điều xem xét qua hệ số Tobin’s Q Tobin’s Q xác định sau: q = Giá thị trường hãng : Chi phí thay vốn Nếu q tăng giá thị trường hãng cao so với phí thay vốn, nghĩa vốn nhà máy thiết bị rẻ so với giá trị thị trường hãng kinh doanh Do đó, công ty phát hành cổ phiếu giá cao so với phí thay tài sản Do vậy, chi tiêu đầu tư tăng lên Điều làm tổng cầu tăng lên Mishkin (1996) cho biết, câu chuyện nhà kinh tế theo quan điểm trọng tiền, cung tiền tăng, công chúng thấy có tiền nhiều tiêu nhiều Nơi người dân chi tiêu nhiều TTCK Một gia tăng cầu cổ phần làm cho giá cổ phần tăng lên Câu chuyện trường phái kinh tế học Keynes dẫn đến kết luận tương sụt giảm lãi suất bắt nguồn từ CSTT mở rộng làm cho trái phiếu hấp dẫn cổ phiếu, nên giá cổ phần tăng lên Kết hợp quan điểm với việc giá cổ phần cao (Pe tăng) dẫn đến q cao (q tăng) chi tiêu đầu tư cao (I tăng) sản lượng tăng Ngược lại, cổ phiếu rớt giá làm giảm giá trị tài sản đảm bảo công ty khoản vay nên đầu tư công ty giảm, ảnh hưởng trực tiếp đến tổng cầu (Bernanke & Gertler, 1989; Bernanke, Gertler, & Gilchrist, 1996) Như giá cổ phiếu trở thành kênh quan trọng điều hành CSTT 2.3 Các chứng thực nghiệm gần Vejzagic& Zarafat (2013) tiến PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 hành nghiên cứu ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô bao gồm lãi suất, tỷ giá hối đoái, cung tiền lạm phát TTCK Malaysia mô hình VECM Kết nghiên cứu cho thấy lạm phát tỷ giá có tác động ngược chiều, cung tiền có tác động chiều TTCK Malaysia Pirovano (2012) nghiên cứu tác động CSTT khu vực đồng Euro lên giá cổ phiếu số quốc gia thành viên Nghiên cứu sử dụng mô hình SVAR để mô phản ứng số giá cổ phiếu trước cú sốc CSTT Tác giả tìm thấy giá chứng khoán nước thành viên EU nhạy cảm với thay đổi lãi suất khu vực đồng Euro so với lãi suất nội địa Mối quan hệ ngược chiều mức ý nghĩa thống kê Phân tích phân rã phương sai số giá chứng khoán, nghiên cứu tìm thấy bất ổn số giá chứng khoán phần lơn tỷ giá tạo Poddar, Khachatryan Sab (2006), kiểm chứng kênh giá tài sản Jordan Tác giả sử dụng mô hình tự hồi qui vec tơ (SVAR) để mô phản ứng giá tài sản cú sốc CSTT ngược lại Tác giả nhận thấy CSTT tác động không lớn đến giá tài sản Mashat Billmeier (2008) cho kênh tỷ giá hối đoái đóng vai trò mạnh mẽ việc lan truyền cú sốc CSTT tệ đến sản lượng giá Trong kênh cho vay kênh giá tài sản đóng vai trò Hiện VN nhiều công trình nghiên cứu tìm chứng mối quan hệ thị trường chứng khoán yếu tố vĩ mô, có biến công cụ CSTT Một số nghiên cứu tiếp cận theo dạng đơn phương trình Nguyễn Hữu Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Tuấn (2011); Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013); Bùi Kim Yến Nguyễn Thái Sơn (2014); Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2015) Nhưng mô hình có vài hạn chế, chẳng hạn vấn đề nội sinh, mối quan hệ đồng thời biến chưa giải thích Một số khác tiếp cận theo hệ phương trình Các nghiên cứu tiếp cận theo hệ phương trình thường sử dụng hệ phương trình VAR theo cấu trúc đệ quy Một số nghiên cứu điển hình như: Vo Xuan Vinh & Nguyen Phuc Canh (2014); Huỳnh Thế Nguyên & Nguyễn Quyết (2013), Trong nghiên cứu này,tác giả sử dụng cấu trúc mô hình SVAR với liệu gốc, phương pháp hiệu áp dụng nhiều quốc gia việc phân tích sách vĩ mô Mô hình có ưu điểm lớn xét đến tác động đồng thời biến số chứng khoán biến số kinh tế vĩ mô có liên quan ràng buộc theo lý thuyết kinh tế Dựa vào đó, ta đánh giá CSGCK thay đổi trước cú sốc bất ngờ của công cụ CSTT cú sốc từ bên Đồng thời, kết cho thấy phản ứng biến công cụ CSTT trước cú sốc tăng CSGCK Mô hình phân tích thực nghiệm liệu nghiên cứu xt = A0 + A1xt-1 + A2xt-2 + +Apxt-p + u t (2) Trong đó: xt: vector (nx1) biến nội sinh thời gian t A0 = B-1 Г0 :vector số A1 = B-1 Г1, , Ap = B-1 Гp: ma trận đa thức trễ biến nội sinh ut = B-1 εt : dạng rút gọn ma trận hiệp phương sai Dạng rút gọn phương trình có N2p + N + (N(N+1))/2 tham số ước lượng: N2p + N phương trình cho xt (N(N+1))/2 yếu tố ma trận hiệp phương sai Cấu trúc phương trình có 2N + N2p tham số chưa biết, nhỏ so với N2p + N + (N(N+1))/2 Do đó, cần thiết để áp đặt hạn chế mô hình dạng rút gọn để xác định hệ thống nguyên thủy Đặc biệt, dự toán uts, xác định cú sốc theo cấu trúc áp đặt phù hợp, hạn chế ý nghĩa kinh tế ma trận B Như vậy, mô hình SVAR hệ thống phương trình tuyến tính biến nội sinh, đó, giá trị biến phụ thuộc độ trễ nó, biến nội sinh khác Trong nghiên cứu này, chúng tối sử dụng mô hình gồm 6biến theo thứ tự gồm: lãi suất cục dự trữ liên bang Mỹ (FFR), sản lượng công nghiệp (IP), lạm phát (CPI), lãi suất tái chiết khấu (IR), cung tiền M2 (M2) số chứng khoán VNINDEX (VNI) Để xác định cấu trúc, áp đặt giới hạn Neri (2004) Li et al (2010) Mối quan hệ cấu trúc rút gọn cấu trúc chỉnh sai số trình bày (3): 3.1 Mô hình phân tích thực nghiệm Tác giả sử dụng mô hình SVAR để phân tích thực nghiệm.SVAR sử dụng rộng rãi phân tích kinh tế vĩ mô đặc biệt kinh tế tiền tệ, để phân tích tác động cú sốc ngoại sinh CSTT biến kinh tế vĩ mô Điểm khởi đầu mô hình VAR 0 0 𝜀��� 𝑢��� không biến ngoại sinh với dạng cấu trúc 0 0 𝑏�1 𝜀�� 𝑢 ⎛ ⎞ ⎛ 𝑢 �� ⎞ ⎛ ⎞ 𝜀 𝑏 𝑏�� 0 sau: ��� ��� ⎟ (3) = ⎜ �1 0 𝑏�� 0⎟ ⎜ Bxt = Г0 + Г1 xt-1 + Г2 xt-2 + + Гpxt-p ⎜ ⎜ 𝜀�� ⎟ ⎟ ⎜ ⎜ 𝑢�� ⎟ ⎟ 𝜀�� 𝑢�� 𝑏�� 𝑏�� 𝑏�� + εt (1) 𝜀 𝑢 ⎝ ⎠ ⎝ ��� ��� ⎠ ⎝𝑏�1 𝑏�� 𝑏�� 𝑏�� 𝑏�� 1⎠ Trong đó: xt : vector (n x 1) biến nội sinh mô hình VAR Cấu trúc (3),được gọi ma trận A1, biến xt-1, , xt-p : vector (n x 1) giá trị trễ biến FFR đại diện cho cú sốc bên Sản lượng nội sinh nước (IP) chịu ảnh hưởng đồng thời FFR B, Г1, ,Гp : ma trận tham số (n x n) sản lượng CPI giả định có mối quan hệ Г0: vector (n x 1) số đồng thời với sản FFR, IP CPI Trong phương εt: vector (n x 1) nhiễu trắng, không tương trình 4, giả định NHNN điều chỉnh khối lượng tiền quan phương sai có điều kiện không đổi theo lãi suất Theo NHNN đặt mức lãi suất ngắn Mô hình VAR dạng rút gọn nhân hai vế với ma hạn Tác giả cho thiết lập công cụ CSTT, trận B nghịch đảo2 sau: NHNN không quan tâm đến giá trị sản Giả sử B không suy biến Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động lượng thực mức giá, mà quan sát ý sau độ trễ.3 Do đó, lãi suất định nghĩa phụ thuộc vào giá trị thời kỳ tỷ giá tổng lượng tiền tệ, giá trị trễ biến khác mô hình (trong kỳ h(xt-p)), sau: irt = b40 + b45m2t + h(xt-p) + εt,ir (4) ε biểu thức (4) đại diện cho cú sốc CSTT ε tăng lên đại diện cho cú sốc mở rộng CSTT, ε giảm đại diện cho cú sốc thắt chặt CSTT Phương trình đại diện cho trạng thái cân thị trường tiền tệ mối liên kết khối lượng tiền với sản lượng, mức giá lãi suất Kết phương trình dạng LM sau: m2t = b50+ b52ipt + b53cpit + b54irt + h(xt-p) + εt,m2 (5) Ở phương trình cuối cùng, số giá chứng khoán có mối quan hệ đồng thời với tất biến số vĩ mô mô hình biến trễ Mô hình kiểm chứng Ngoài ma trận nêu (3), tác giả sử dụng ma trận khác để kiểm chứng kết thực nghiệm Các ma trận A2 A3 tương ứng B2 B3 sử dụng cho mô hình kiểm chứng Với cấu trúc A2, tác giả thay đổi thứ tự biến mô hình sở sau FFR, IP, CPI, M2 IR VNI Đồng thời giả định lãi suất tái chiết khấu có mối quan hệ với khối lượng tiền chịu ảnh hưởng lãi suất cục dự trữ liên bang Mỹ, CSTT Mỹ ảnh hưởng đến đồng nội tệ VN nên Ngân hàng Nhà nước (NHNN) dùng lãi suất để điều chỉnh Ta uớc Giả định hợp lý sử dụng liệu quan sát tháng tính hệ số b51 b54 Thay thứ hai, ma trận A3, tác giả ước tính phản ứng xung cách áp đặt cấu trúc dạng phân rã Cholesky Các cấu trúc ma trận kiểm chứng mô hình SVAR tóm lược Bảng Với kết ước lượng ma trận A B, nghiên cứu sử dụng kiểm định LR để kiểm định việc ràng buộc tham số mức Các kết ước lượng ma trận lần lược trình bày bảng 3.2, 3.3, 3.4 Cuối bảng có giá trị kiểm định LR với P-value mức 10% Kết khẳng định tham số ước lượng ma trân cấu trúc sử dụng cho mục tiêu phân tích hàm phản ứng xung phân rã phương sai 3.2 Dữ liệu nghiên cứu thực nghiệm Chỉ số VN-Index đại diện cho số giá chứng khoán VN, số thu thập theo tháng, trung bình số VN-Index đóng cửa cuối ngày giao dịch tháng Cách giảm bớt sai lệch so với việc lấy số đầu cuối tháng Bảng trình bày biến mô hình thực nghiệm Trong năm biến sử dụng cho mô hình, biến đại diện cho nhóm biến ngoại sinh lãi suất Cục Dự trữ Liên bang Mỹ (FFR) phản ánh tác động thị trường tài giới đến kinh tế nước Bốn biến nội sinh lại mô tả kinh tế VN Biến sản lượng công nghiệp (IP) chọn đại diện cho hoạt động kinh tế thực Biến giá đại diện số giá tiêu dùng, biến xem biến mục tiêu cuối của CSTT Các biến sách Bảng 1: Cấu trúc ma trận kiểm chứng A2 A3 Quy chuẩn CSTT Ma trận A2 𝑖𝑟� = 𝑏�0 + 𝑏�1 𝑓𝑓𝑟� + 𝑏�� 𝑚2� + 𝜀�,𝑖𝑟 Phân rã Cholesky Ma trận A3 (Thứtự biến chuẩn) 𝑏 ⎛ 21 𝑏 ⎜ �1 ⎜0 𝑏�1 ⎝𝑏�1 𝑏 ⎛ 21 𝑏 ⎜ �1 ⎜𝑏�1 𝑏�1 ⎝𝑏�1 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 𝑏�2 𝑏�2 𝑏�2 𝑏�2 𝑏�2 𝑏�2 𝑏�2 0 𝑏�� 𝑏�� 0 𝑏�� 𝑏�� 𝑏�� 0 𝑏�� 𝑏�� 0 𝑏�� 𝑏�� 0 𝑏�� 𝑏�� 0 0 𝑏�� 𝑢𝑓𝑓𝑟 𝑢 ⎞ ⎛ 𝑖� ⎞ 𝑢 ⎟ ⎜ ��𝑖 ⎟ 0⎟ ⎜ 𝑢𝑚2 ⎟ 𝑢𝑖𝑟 1⎠ ⎝ 𝑢��𝑖 ⎠ 𝑢𝑓𝑓𝑟 ⎞ 𝑢𝑖� ⎛ 𝑢��𝑖 ⎞ ⎟ 0⎟ ⎜ 𝑢�𝑟 ⎟ 𝑢𝑚2 1⎠ ⎝ 𝑢��𝑖 ⎠ Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Bảng 2: Các biến mô hình cấu trúc tự hồi quy véc tơ (SVAR) Biến nghiên cứu Ký hiệu Chỉ số giá chứng khoán (VN-Index) VNI Sở Giao dịch Chứng khoán TP HCM (http://www.hsx.vn) Lãi suất cục trữ Liên bang Mỹ FFR Hệ thống Dự trữ Liên bang Mỹ (http://www.federalreserve.gov) Giá trị sản lượng công nghiệp IP Giá Nguồn Tổng cục thống kê VN https://www.gso.gov.vn/ CPI Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF) Lãi suất tái chiết khấu IR Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF) Khối lượng tiền M2 M2 Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF) Nguồn: Tổng hợp tác giả Bảng 3: Kết ước lượng ma trận A1 cho mô hình SVAR Ma trận ràng buộc A1 0 0 -0,056 0 0 0,003 0,013 0 0 0 -313,330 0 0,004 -2,181 0,024 -0,040 0,092 3,210 -0,007 0,132 Log likelihood 1427,158 LR kiểm định ràng buộc mức: Chi-square(3) 3,537 Probability 0,316 Bảng 4: Kết ước lượng ma trận A2 cho mô hình SVAR Ma trận ràng buộc A2 0 0 -0,056 0 0 0,003 0,013 0 0 0,004 -2,144 0,024 -0,254 0 -303,412 -0,040 0,092 3,210 0,132 -0,007 Log likelihood 1427,165 LR kiểm định ràng buộc mức: Chi-square(2) 3,524 Probability 0,172 Bảng 5: Kết ước lượng ma trận A3 cho mô hình SVAR Ma trận ràng buộc A3 0 0 -0,056 0 0 0,003 0,013 0 -0,968 -0,044 -85,610 0 -0,005 0,012 -0,396 0,002 -0,040 0,092 3,210 -0,007 0,132 Log likelihood 1428,927 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê khối lượng tiền M2 (M2) lãi suất tái chiết khấu (IR) đại diện cho công cụ điều hành CSTT NHNN Tất liệu thu thập từ tháng 1/2005 đến tháng 12/2014 Dữ liệu biểu diễn với dạng lograrit trừ lãi suất Nghiên cứu sử dụng chuỗi liệu gốc để ước lượng tham số SVAR4 Theo Mala Raghavan Param Silvapulle (2007), Abdul Aleem (2010) cho chuyển biến có đặc tính không dừng sai phân bậc để áp dụng VAR mô hình không hiệu Pirovano (2012) đề nghị dạng mô hình VAR nên sử dụng chuỗi liệu gốc vì: - Nếu sử dụng mô hình VECM (Vector Error Correction Model) với chuỗi liệu gốc khó xác định xác tổ hợp đồng liên kết tồn nhiều tổ hợp đồng liên kết tổ hợp biến Nếu có tồn tổ hợp đồng liên kết, trình điều chỉnh cân dài hạn tổ hợp dài Như vậy, thực tế gần không tồn trạng thái cân dài hạn - Khi sử dụng biến sai phân mô hình VAR bỏ qua mối quan biến chuỗi liệu gốc (mối quan hệ dài hạn) Điều làm cho mô hình tính hiệu quả; - Mô hình VAR sử dụng chuỗi gốc, kết phản ứng xung tương đồng với kết phản ứng xung thu từ mô hình VECM Các đặc điểm thống kê mô tả liệu nghiên cứu trình bày Bảng Bảng 6 cho thấy biến FFR có giá trị dao dộng nhỏ 0,07 lớn 5,26 Kế tiếp biến LOGIP với khoảng dao động lớn 2,29 thấp 1,83 Biến LOGCPI dao động khoảng 1,76 2,16 biến LOGM2 15,68 14,70 Đối với biến IR khoảng dao động cao 15 thấp biến LOGVNINDEX cao 3,05 thấp 2,37 Kết thực nghiệm 4.1 Các kiểm định ban đầu Có nhiều tiêu chí để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô LR, FPE, AIC, SC HQ Bảng cho thấy tiêu chuẩn LR, FPE AIC chọn trễ Nghiên cứu chọn độ trễ cho mô Các kiểm định nghiệm đơn vị phương pháp ADF KPSS cho thấy chuỗi liệu tổ hợp I(1) Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động hình thực nghiệm Độ trễ phù hợp để phản ánh mối liên hệ trễ biến số kinh tế phù hợp để thực ước lượng phản ứng xung Kết kiểm định tư tương quan (Bảng 8) cho thấy với độ trễ mô hình tượng tự tương quan Ngoài ra, Hình cho thấy giá trị riêng nằm vòng tròn đơn vị, nên mô hình ước lượng đáp ứng điều kiện ổn định cần thiết nhằm đảm bảo độ tin cậy kết 4.1.1 Tự tương quan phần dư mô hình Hình 1: Kết kiểm định nghịch đảo đơn vị gốc đa thức AR Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 Bảng 6: Thống kê mô tả   FFR LOGIP LOGCPI LOGM2 IR LOGVNINDEX Mean 1,59 2,11 1,98 15,25 8,22 2,68 Median 0,18 2,11 1,98 15,28 7,00 2,68 Standard Deviation 2,02 0,10 0,13 0,29 3,07 0,16 Minimum 0,07 1,83 1,76 14,70 5,00 2,37 Maximum 5,26 2,29 2,16 15,68 15,00 3,05 Count 120 120 120 120 120 120 Nguồn: Kết từ tính toán tác giả Bảng 7: Thống kê tiêu để lựa chọn độ trễ tối ưu Trễ LogL LR FPE AIC SC HQ 188,69 NA 1,54e-09 -3,26 -3,12 -3,20 1236,51 1964,67 2,20e-17 -21,33 -20,31 -20,92 1338,76 180,76 6,77e-18 -22,51 -20,62* -21,74* 1370,79 53,18 7,36e-18 -22,44 -19,68 -21,32 1397,34 41,25 8,95e-18 -22,27 -18,63 -20,80 1459,01 89,21 5,91e-18 -22,73 -18,22 -20,90 1508,49 66,27 4,96e-18 -22,97 -17,59 -20,79 1575,77 82,89* 3,12e-18* -23,53* -17,27 -20,99 1609,96 38,46 3,67e-18 -23,50 -16,36 -20,60 * Độ trễ lựa chọn theo tiêu chuẩn 0.0 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê -0.5 Bảng 8: Kiểm định LM tự tương quan chuỗi phần dư -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê 4.2 Các kết phản ứng xung 4.2.1 Phản ứng số giá chứng khoán Hình mô phản ứng CSGCK cú sốc CPI Khi xảy cú sốc tăng lên đơn vị độ lệch chuẩn CPI, số chứng khoán VN có xu hướng giảm với mức tích lũy sau 12 tháng 0,15% sau 24 tháng 0,11% Điều phản ảnh thị trường điều chỉnh tương đồng lý thuyết kinh tế Khi CPI tăng đồng nghĩa chi phí đầu vào tăng Điều tạo kỳ vọng khó khăn sản xuất tương lai nên thị trường có Độ trễ Kiểm định LM Xác suất Độ trễ Kiểm định LM Xác suất 29,72 0,76 33,56 0,59 36,54 0,44 29,64 0,76 40,84 0,27 37,30 0,41 41,59 0,24 10 36,03 0,47 33,70 0,58 11 31,86 0,67 38,54 0,36 12 44,46 0,16 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê Giá trị P value kiểm định bảng 4.5 tạiđộ trễ lớn 10% cho thấy phần dư mô hình không bị tự tương quan xu hướng bán chứng khoán, dẫn đến giá chứng khoán giảm Bên cạnh đó, CPI tăng lên phản ánh thêm vấn đề đồng nội tệ giá lãi suất tăng, nhà đầu tư bán chứng khoán sớm, điều làm số chứng khoán giảm Hình mô phản ứng CSGCK trước cú sốc sản lượng PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 Khi sản lượng công nghiệp bất ngờ tăng đơn vị độ lệch chuẩn TTCK giảm nhẹ trước tăng lên Ở tác giả nhận thấy có tượng puzzle.CSGCK có mức thay đổi nhỏ, không đáng kể khoảng tháng đầu kỳ, sau có xu hướng tăng Việc tăng đột ngột sản lượng công nghiệp chưa đủ thuyết phục để nhà đầu tư hành Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Hình 2: Phản ứng VNINDEX trước cú sốc CPI Accumulated Response of LOGVNINDEX to Structural One S.D CPI -.1 -.2 -.3 -.4 -.5 10 12 14 16 18 20 22 24 Hình 3: Phản ứng VNINDEX trước cú sốc sản lượng công nghiệp Accumulated Response of LOGVNINDEX to Structural One S.D IP -.1 -.2 -.3 10 12 14 16 18 20 22 24 Hình 4: Phản ứng VNINDEX trước cú sốc lãi suất tái chiết khấu Accumulated Response of LOGVNINDEX to Structural One S.D IR 25 20 15 10 05 00 -.05 -.10 -.15 -.20 10 12 14 16 18 20 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê 22 24 động ngay, mà đợi đến thông tin chắn hành động Kết tương tự với nghiên cứu Pirovano (2012) trường hợp quốc gia Hungary Hình mô phản ứng CSGCK trước cú sốc thắt chặt CSTT Khi xảy cú sốc tăng lên đơn vị độ lệch chuẩn lãi suất tái chiết khấu (IR), TTCK VN giảm chậm với mức tích lũy vào tháng thứ 0,002%; đến tháng thứ lại bắt đầu tăng trở lại, giảm mạnh vào tháng thứ Điều với thực tế, lãi suất tái chiết khấu tăng lên thể việc thắt chặt CSTT, cụ thể thị trường tài có tỷ trọng vốn hóa thị trường nhỏ, kênh cung cấp vốn cho thị trường kinh tế chủ yếu kênh ngân hàng, lãi suất tăng khiến lãi suất cho vay tăng, tạo áp lực vốn cho thị trường gia tăng chi phí doanh nghiệp, dẫn đến tỷ suất sinh lợi giảm khiến nhà đầu tư có xu hướng bán cổ phiếu Thêm vào đó, công ty không mở rộng đầu tư nên nguồn cung làm suy giảm đầu tư nên TTCK VN giảm Hình mô phản ứng CSGCK trước cú sốc mở rộng CSTT Cú sốc tăng cung tiền (M2) thể mở rộng CSTT Với sách mở rộng này, số chứng khoán VN tăng với mức tích lũy 0,003% kỳ Kết thu phù hợp với thực tế VN, mở rộng CSTT làm khối lượng tiền tăng lên, thể kinh tế giai đoạn tăng trưởng nên nhà đầu tư có khả tiếp cận nguồn vốn tín dụng rẻ, có thêm hội để mở rộng kinh doanh Do đó, cổ phiếu doanh nghiệp trở nên thu hút với nhà đầu tư, góp phần đẩy giá cổ phiếu tăng lên, kéo theo tăng lên CSGCK Tuy nhiên, hình hypebol đồ thị lên sau có xu hướng xuống cho thấy nhà đầu tư nghĩ giá chứng khoán tăng liên tục nhiều kỳ, khối lượng tiền tăng lớn khả cao xảy lạm phát làm giá đồng tiền Sau thời gian, thị trường điều chỉnh nên đồ thị dốc xuống 4.2.2 Phản ứng sản lượng CPI cú sốc CSTT TTCK Hình mô phản ứng CPI, sản lường cú sốc CSTT TTCK Hầu hết kết mô phù hợp với lý thuyết kinh tế trừ biến lãi suất tái chiết khấu Hình cho thấy CPI có phản ứng giảm xuất cú sốc tăng số giá TTCK Tuy nhiên, sau 12 tháng CPI có xu hướng tăng lên Đối với cú sốc Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Hình 7: Phản ứng IP cú sốc CSTT TTCK Hình 5: Phản ứng VNINDEX trước cú sốc cung tiền M2 Accumulated Response of LOGVNINDEX to Structural One S.D M2 Accumulated Response to Structural One S.D Innovations ± S.E Accum ulated Res pons e of LOGIP to LOGIP Accum ulated Res ponse of LOGIP to LOGCPI 3 2 1 0 -.1 -.1 -.2 10 12 14 16 18 20 22 24 -.2 Accumulated Response of LOGIP to IR -.1 -.2 10 12 14 16 18 20 22 24 2 1 0 -.1 -.1 -.2 10 12 14 16 18 20 22 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGIP to LOGM2 Hình 6: Phản ứng CPI cú sốc CSTT TTCK 24 -.2 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGIP to LOGVNINDEX Accumulated Response to Structural One S.D Innovations ± S.E Accum ulated Res pons e of LOGCPI to LOGIP Accum ulated Res pons e of LOGCPI to LOGCPI 12 12 08 08 04 04 00 00 -.04 -.04 -.08 -.08 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGCPI to IR 12 08 08 04 04 00 00 -.04 -.04 10 12 14 16 18 20 22 -.1 -.2 10 12 14 16 18 20 22 24 24 -.08 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGCPI to LOGVNINDEX 12 08 04 00 -.04 -.08 10 12 14 16 18 20 22 24 tăng M2 tăng IR, Hình cho thấy CPI có phản ứng tăng cú sốc tăng cung tiền xảy Phản ứng tăng CPI trước cú sốc cung tiền M2 theo lý thuyết kinh tế, ảnh hưởng sách nới lỏng tiền tệ khiến lạm phát tăng trở lại Nhìn chung, độ tăng CPI không đáng kể khoảng vài tháng đầu kỳ, từ tháng thứ 12 trở CPI bắt đầu tăng nhanh Ngược lại, CPI có phản ứng giảm gặp cú sốc tăng lãi suất tái chiết khấu Kết phù hợp với lý thuyết kinh tế CPI giảm dần qua tháng phần cho thấy hướng hiệu Ngân hàng Nhà nước việc điều hành CSTT trường hợp có lạm phát xảy 10 2 10 12 14 16 18 20 22 24 Nguồn: tính toán tác giả từ Phần mềm thống kê Accum ulated Res pons e of LOGCPI to LOGM2 12 -.08 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 Hình cho thấy sản lượng (IP) phản ứng tăng lên có cú sốc tăng số giá TTCK Kết phù hợp với nội dung trình bày phần 2.1 giả thuyết Tobin Q Cú sốc tăng TTCK thể mức đầu tư doanh nghiệp thúc đẩy sản lượng tăng lên Bên cạnh hiệu ứng cải thể giàu lên nhà đầu tư TTCK tăng, từ tiêu dùng tăng lên cuối tăng lên sản lượng Đối với cú sốc tăng M2 tăng IR, Hình cho thấy sản lượng tăng nhẹ xuất cú sốc tăng cung tiền, điều với lý thuyết kinh tế trì khoảng thời gian ngắn, sau bắt đầu giảm nhẹ kéo dài khoảng tháng tăng mạnh trở lại Riêng kết ghi nhận cú sốc lãi suất tái chiết khấu xảy phản ứng sản lượng Hình lại trái ngược với lý thuyết kinh tế Cụ thể, sản lượng công nghiệp có chiều hướng tăng tương đối mạnh từ tháng 4.3 Phân rã phương sai Trong phần phân tích phân rã phương sai sử dụng để đánh giá tầm quan trọng tương đối theo thời gian cú sốc biến động biến kinh tế vĩ mô Tương tự phân tích phản ứng xung, phân rã phương sai dựa vào cấu trúc ma trận A1 Tác giả tập trung vào phân tích biến CSGCK hai biến Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Bảng 9: Phân rã phương sai biến CSGCK Kỳ FFR LOGIP LOGCPI IR LOGM2 LOGVNIDEX 1,89 0,57 4,90 12,34 0,25 3,60 0,76 1,39 90,48 0,40 13,71 69,70 30,59 0,48 6,47 0,63 12,01 49,82 32,67 2,00 13,68 0,91 10,48 40,26 12 33,29 1,95 16,98 1,16 9,19 37,42 16 33,57 2,02 15,59 1,53 8,37 38,92 24 30,98 2,69 17,81 1,92 9,70 36,91 Bảng 10: Phân rã phương sai biến sản lượng Kỳ FFR LOGIP LOGCPI IR LOGM2 LOGVNIDEX 1,71 98,29 0 0 2,62 74,39 0,40 19,03 1,42 2,14 7,24 65,13 3,39 18,32 2,83 3,10 9,84 56,96 3,71 16,01 8,17 5,31 12 10,54 50,86 3,41 14,31 16,11 4,76 16 10,37 50,79 4,14 12,93 17,44 4,33 24 8,96 45,14 8,41 11,52 16,94 9,03 Bảng 11: Phân rã phương sai biến lạm phát Kỳ FFR LOGIP LOGCPI IR LOGM2 LOGVNIDEX 1,97 4,02 94,01 0 8,67 2,50 81,36 0,60 2,12 4,75 15,16 1,07 71,62 1,06 1,08 10,00 13,84 1,25 66,05 3,50 0,76 14,60 12 11,73 1,76 64,05 5,79 1,23 15,45 16 11,75 2,67 58,78 8,08 4,93 13,79 24 12,73 6,52 47,31 8,39 11,05 14,00 Nguồn: tính toán tác giả từ phần mềm thống kê mục tiêu CSTT sản lượng giá 4.3.1 Phân rã phương sai biến CSGCK Bảng trình bày kết phân rã phương sai biến CSGCK Kết phân rã cho thấy ngắn hạn số chứng khoán gần chịu tác động cú sốc 90,48% (ở tháng 1), khoảng gần 10% ảnh hưởng nhỏ lại nhân tố nội sinh, riêng nhân tố ngoại sinh FFR tác động 1,89% Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng biến có khuynh hướng tăng dần tháng sau Lãi suất Mỹ, mức độ giá (CPI) khối lượng tiền M2 có tác động quan trọng đến biến động CSGCK Phải biến động lãi suất FED kéo theo biến động dòng vốn khối ngoại đầu tư vào TTCK VN Kết cho thấy ảnh hưởng điều chỉnh lãi suất FED có tầm quan trọng biến động số chứng khoán VN Bên cạnh đó, mức tác động tương đối cú sốc đến từ nhân tố biến động lạm phát cung tiền M2 cho thấy mối quan hệ chặt chẽ CSTT biến động giá TTCK thời gian dài 4.3.2 Phân rã phương sai biến sản lượng Bảng 10 mô tả kết phân rã phương sai biến sản lượng Với kết từ Bảng 7, sản lượng công nghiệp tháng chịu tác động hoàn toàn từ cú sốc với xấp xỉ 98,28%, khoảng gần 2% ảnh hưởng nhỏ lại từ nhân tố ngoại sinh FFR Tuy nhiên tháng tiếp sau, sản lượng bắt đầu chịu ảnh hưởng từ tất biến tồn cấu trúc ma trận, mức độ ảnh hưởng có chiều hướng tăng dần theo ảnh hưởng từ cú sốc IP giảm dần qua tháng, chiếm phần lớn ảnh hưởng Kết thực nghiệm cho thấy điều chỉnh CSTT đóng vai trò quan trọng định biến động sản lượng công nghiệp VN Lãi suất ảnh hưởng mạnh đến sản lượng sau tháng với mức tích lũy 19.03%, khối lượng tiền M2 có tác động lớn sau tháng với mức tích lũy 8.17% 4.3.3 Phân rã phương sai biến lạm phát Bảng 11 trình bày kết phân rã phương sai biến lạm phát chuỗi dự báo 24 tháng Do tâm lý người tiêu dùng trải qua cú sốc lạm phát khứ nên họ dễ dàng kỳ vọng gia tăng mức giá tiêu dùng tương lai Điều làm lạm phát thời điểm cao so với thực tế đáng phải có Trong ngắn hạn, số lạm phát gần chịu tác động cú sốc khoảng 94%, biến ngoại sinh FFR IP ảnh hưởng gần 6% (ở tháng thứ nhất) Bắt đầu từ tháng thứ 3, mức độ ảnh hưởng Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 11 Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động Hình 9: Phản ứng xung ma trận A3 Hình 8: Phản ứng xung ma trận A2 Accumulated Response to Structural One S.D Innovations ± S.E Accumulated Response to Structural One S.D Innovations ± S.E Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGIP Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGIP Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGCPI Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGCPI 6 6 4 4 2 2 0 0 -.2 -.2 -.2 -.2 -.4 -.4 -.4 -.4 -.6 -.6 -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGM2 4 2 0 -.2 -.2 -.4 -.4 10 12 14 16 18 20 22 24 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to IR -.6 -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to IR 10 12 14 16 18 20 22 24 4 2 0 -.2 -.2 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGVNINDEX -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGM2 -.4 -.6 -.4 10 12 14 16 18 20 22 24 -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 Accum ulated Res pons e of LOGVNINDEX to LOGVNINDEX 6 4 2 0 -.2 -.2 -.4 -.4 -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 -.6 10 12 14 16 18 20 22 24 Nguồn: Tính toán tác giả từ phần mềm thống kê Bảng 12: Tóm tắt kết phản ứng CSGCK theo ma trận A1, A2, A3 Biến tạo cú sốc A1 A2 A3 IP Puzzle: CSGCK giảm có cú sốc tăng IP Puzzle: CSGCK giảm có cú sốc tăng IP Puzzle: CSGCK giảm có cú sốc tăng IP CPI Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu IR Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Puzzle: CSGCK tăng có cú sốc tăng IR Puzzle: CSGCK tăng có cú sốc tăng IR M2 Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Phù hợp kỳ vọng nghiên cứu Nguồn: Tổng hợp tác giả tăng dần có thay đổi rõ rệt biến đại diện CSTT TTCK Khoản 3.5% biến động CPI chịu ảnh hưởng lãi suất tái chiết khấu, khối lượng tiền có tác động lớn vào tháng thứ 16 Chỉ số giá chứng khoán có ảnh hưởng đến thay đổi CPI từ tháng thứ với mức 4.75% 4.4 Kết mô hình kiểm chứng Trong phần này, tác giả thảo luận phản ứng CSGCK trước cú sốc biến vĩ mô mô hình theo cú trúc A2 A3 (đã nêu phần 3.1) Các phản ứng CSGCK cú sốc nước 12 tương ứng theo ma trận A2 A3 trình bày Hình Tiến hành đối chiếu kết từ mô hình kiểm chứng ma trận A2 A3 với kết có từ ma trận A1, Bảng 12 cho thấy phản ứng CSGCK cú sốc CPI M2 quán Đối với biến lãi suất, TTCK giảm có cú sốc tăng lãi suất mô hình sử dụng cấu trúc ma trận A1, trường hợp lại kết ngược lại Với sản lượng (IP), TTCK có xu hướng giảm nhẹ có cú sốc tăng sản lượng tăng lên sau kết đồng PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 trường hợp Nếu so sánh phản ứng xung mô phản ứng CSGCK qua cấu trúc A1, A2 A3, tác giả nhận thấy cấu trúc A1 cho kết có puzzle nhất, phản ứng CSGCK cú sốc CSTT hoàn phù hợp Điều khẳng định giả thuyết tác giả xây dựng mô hình thực nghiệm đáng tin cậy Kết luận khuyến nghị Sau tiến hành xem xét yếu tố vĩ mô tác động đến TTCK VN cách vận dụng phương pháp SVAR Kết Thị Trường Chứng Khoán & Các Yếu Tố Tác Động nghiên cứu tìm thấy TCCK VN CSTT NHNN có mối quan hệ mật thiết CSTT thắt chặt (thông qua tăng lãi suất) hay mở rộng (thông qua tăng khối lượng M2) làm TTCK suy giảm tăng lên tương ứng TTCK có vai trọ quan trọng truyền dẫn CSTT đến mục tiêu tăng sản lượng Kết nghiên cứu cho thấy lạm phát yếu tốt tác động đến bất ổn kinh tế vĩ mô có tác động ngược chiều đến CSGCK Đây phần đánh đổi mà nhà hoạch định sách nên lưu ý Bởi để ổn định phát triển số chứng khoán, Chính phủ cần phải kiểm soát lạm phát thực sách thắt chặt tiền tệ cách hợp lý; thắt chặt CSTT mức, TTCK suy giảm nghiêm trọng Bên cạnh CSTT VN dẩn nên xem TTCK kênh quan trọng để truyền dẫn CSTT đến mục tiêu sản lượng giá Bên cạnh kết đạt được, kết nghiên cứu cho thấy tồn số vấnđề Do đó, nghiên cứu chuyên sâu để giải vấn đề hướng mở rộng chủ đề saul TÀI LIỆU THAM KHẢO Abdul Aleem (2010) Transmission mechanism of monetary policy in India Journal of Asian Economics, 21, 186– 197 Bernanke, B., Gertler, M & Gilchrist, S (1996) The financial accelerator and the flight to quality The Review of Economics and Statistics, 78(1), 1-15 Bùi Kim Yến Nguyễn Thái Sơn (2014) Sự phát triển thị trường chứng khoán VN ảnh hưởng nhân tố kinh tế vĩ mô Phát triển Hội nhập, Số 16 (26), Tháng 05-06/2014, Tr 3-10 Huỳnh Thế Nguyễn & Nguyễn Quyết (2013) Mối quan hệ tỷ giá hối đoái, lãi suất giá cổ phiếu TP.HCM Phát triển Hội nhập Số 11 (21), Tháng 0708/2013, Tr 37-41 Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2015) Kiểm chứng mô hình ARDL tác động nhân tố vĩ mô đến số chứng khoán VN Phát triển Hội nhập, Số 20 (30), Tháng 0102/2015, Tr 60-66 Nguyễn Minh Kiều Nguyễn Văn Điệp (2013) Quan hệ yếu tố kinh tế vĩ mô biến động TTCK: chứng nghiên cứu từ thị trường VN Tạp chí Phát triển Khoa học Công nghệ; T 16, S 3Q (2013), 86-100 Li, Y.D., Iscan, T.B., Xu, K (2010) The impact of monetary policy shocks on stock prices: evidence from Canada and the United States Journal of International Money and Finance 29, 876–896 Mala Raghavan and Param Silvapulle (2007) Structural VAR approach to malaysian monetary policy framework: evidence from the pre- and postasian crisis periods Department of Econometrics and Business Statistics Monash University Caulfield VIC 3145 Australia Online at:, [Accessed 15 September 2012] Nguyễn Hữu Tuấn (2011) Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng biến số vĩ mô đến số giá TTCK VN Công nghệ Ngân hàng, Số 68, Tr 4-10 Vo Xuan Vinh & Nguyen Phuc Canh, (2014) Monetary Policy Transmission in Vietnam: Evidence From A VAR Approach 27th Australasian Finance and Banking Conference 2014 Paper Online at http://papers.ssrn.com/sol3/papers cfm?abstract_id=2482389 [Accessed 15 April 2015] Số 25(35) - Tháng 11-12/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 13