Mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khoán và khối lượng cổ phiếu giao dịch trên thị trường chứng khoán việt nam

ĐẠI HỌC HUẾ tế H uế TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG in h KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ĐẠI HỌC Đ ại họ cK MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Giáo viên hướng dẫn: TS Phan Khoa Cương Tr ườ ng Sinh viên thực hiện: Huỳnh Vũ Thùy Dương Lớp: K45B Tài - Ngân hàng Niên khóa: 2011 - 2015 Huế, tháng 05 năm 2015 Lời Cảm Ơn Để hoàn thành đề tài khóa luận tốt nghiệp này, trước tiên chân thành cảm ơn tất quý Thầy cô giáo công tác uế trường Đại học Kinh tế Huế tận tình hướng dẫn, giảng dạy tế H truyền đạt cho kiến thức, kĩ quý báu suốt bốn năm học vừa qua Đặc biệt, xin bày tỏ lòng biết ơn sâu sắc đến TS h Phan Khoa Cương, người trực tiếp hướng dẫn, tận tình giúp in đỡ tạo điều kiện cho hoàn thành tốt khóa luận cK Tôi xin gửi đến gia đình bạn bè lời cảm ơn chân thành sâu sắc quan tâm, động viên ủng đề tài họ hộ dành cho suốt trình nghiên cứu thực Đ ại Mặc dù cố gắng tìm hiểu, nghiên cứu để hoàn thiện đề tài khóa luận, nhiên, hạn chế thời gian, kiến thức ng kinh nghiệm thực tế nên đề tài không tránh khỏi thiếu sót, vậy, mong nhận ý kiến đóng góp Tr ườ quý báu từ quý Thầy cô để đề tài hoàn thiện Tôi xin chân thành cám ơn! Huế, ngày 20 tháng 05 năm 2015 Sinh viên thực Huỳnh Vũ Thùy Dương MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT i DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ ii uế DANH MỤC CÁC BIỂU BẢNG iii tế H TÓM TẮT NGHIÊN CỨU iv NỘI DUNG NGHIÊN CỨU .1 Phần 1: ĐẶT VẤN ĐỀ 1.1 Lý lựa chọn đề tài h 1.2 Mục tiêu nghiên cứu in 1.3 Đối tượng, phạm vi nghiên cứu .3 cK 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Kết cấu đề tài .5 Phần 2: NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU .6 họ Chương I: TỔNG QUAN VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH .6 Đ ại 1.1 Lý luận chung mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch 1.1.1 Chứng khoán .6 1.1.2 Cổ phiếu ng 1.1.3 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index .9 1.1.4 Khối lượng cổ phiếu giao dịch 11 ườ 1.1.5 Mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch 13 Tr 1.2 Các chứng thực nghiệm giới mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch 15 1.2.1 Nghiên cứu thị trường chứng khoán phát triển .15 1.2.2 Nghiên cứu thị trường chứng khoán 18 1.2.3 Nhận xét chung kết nghiên cứu trước .22 1.3 Tổng quan phương pháp mô hình nghiên cứu .25 1.3.1 Tính dừng 26 1.3.2 Mô hình VAR 28 1.3.3 Kiểm định quan hệ nhân Granger (Granger Causality) .29 1.3.4 Hàm phản ứng đẩy IRF phân rã phương sai 30 uế Chương II: PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ KHỐI LƯỢNG CỔ PHIẾU GIAO DỊCH TRÊN THỊ TRƯỜNG tế H CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 32 2.1 Tổng quan tình hình thị trường chứng khoán Việt Nam 32 2.1.1 Quá trình hình thành thị trường chứng khoán Việt Nam 32 2.1.2 Tình hình Thị trường Chứng Khoán Việt Nam giai đoạn nghiên cứu: in h 01/01/2009 – 31/12/2014 33 2.2 Kết thực nghiệm .43 cK 2.2.1 Dữ liệu nghiên cứu 43 2.2.2 Phân tích mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch Thị trường chứng khoán Việt Nam 47 họ 2.3 Đánh giá kết nghiên cứu 54 Chương III: MỘT SỐ GIẢI PHÁP NHẰM NÂNG CAO HIỆU QUẢ HOẠT Đ ại ĐỘNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM 59 3.1 Tăng tính minh bạch hoàn thiện trình công bố thông tin 59 3.2 Nâng cao lực nhà đầu tư thị trường chứng khoán 61 ng 3.3 Một số giải pháp khác 61 Phần 3: KẾT LUẬN 64 ườ TÀI LIỆU THAM KHẢO 66 Tr PHỤ LỤC 68 DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU VÀ CHỮ VIẾT TẮT : Thị trường chứng khoán HOSE : Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ uế TTCK tế H Chí Minh : Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội CTCP : Công ty cổ phần CP : Cổ phiếu NHTMCP : Ngân hàng thương mại cổ phần TP.HCM : Thành phố Hồ Chí Minh cK in h HNX Mô hình VAR : Mô hình vector tự hồi quy Hàm IRF họ (Vector Autoregression Model) : Hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Kiểm định ADF : Kiểm định Augmented Dickey-Fuller Kiểm định PP : Kiểm định Phillip-Perron Mô hình MDH : Mô hình hỗn hợp phân phối (The Mixture Mô hình SAI of Distribution models) : Mô hình thông tin truyền tải cách (The Sequential Arrival Information models) Tr ườ ng Đ ại Function) i DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ Hình 2.1: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2009 33 uế Hình 2.2: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2010 34 tế H Hình 2.3: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2011 36 Hình 2.4: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2012 38 Hình 2.5: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2013 40 h Hình 2.6: Diễn biến số VN-Index khối lượng giao dịch Năm 2014 41 in Hình 2.7: Đồ thị thống kê mô tả liệu 45 cK Hình 2.8: Hàm phản ứng đẩy IRF biến R 50 Tr ườ ng Đ ại họ Hình 2.9: Hàm phản ứng đẩy IRF biến V 51 ii DANH MỤC CÁC BIỂU BẢNG Bảng 2.1: Thống kê mô tả 44 uế Bảng 2.2: Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng 46 tế H Bảng 2.3: Độ trễ theo tiêu chuẩn 47 Bảng 2.4: Mô hình VAR với độ trễ tối ưu 48 Bảng 2.5: Kết kiểm định quan hệ nhân Granger 49 h Bảng 2.6: Phân rã phương sai biến R 52 Tr ườ ng Đ ại họ cK in Bảng 2.7: Phân rã phương sai biến V 53 iii TÓM TẮT NGHIÊN CỨU - - uế Đề tài nghiên cứu tìm hiểu mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch Thị trường chứng khoán Việt Nam Với số liệu tế H sử dụng liệu ngày khối lượng giao dịch số VN Index thời điểm đóng cửa thị trường thu thập khoảng thời gian từ ngày 01/01/2009 đến ngày 31/12/2014 với tổng cộng 1496 quan sát, qua việc sử dụng mô hình VAR, kiểm định Granger, hàm phản ứng đẩy IRF phân rã phương sai theo phương h pháp Cholesky, nghiên cứu tìm chứng tồn mối quan hệ in số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch thị trường chứng khoán cK Việt Nam Kết từ mô hình VAR kiểm định Granger mối quan hệ số giá chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch mối quan hệ nhân chiều Tuy nhiên, kết hàm phản ứng đẩy IRF phân rã phương sai họ lại cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam, mối quan hệ tác động qua lại chưa rõ ràng Từ kết nghiên cứu, đề tài đề suất số giải pháp Tr ườ ng Đ ại nhằm nâng cao hiệu hoạt động thị trường chứng khoán Việt Nam iv NỘI DUNG NGHIÊN CỨU Phần ĐẶT VẤN ĐỀ uế 1.1 Lý lựa chọn đề tài tế H Xu hội nhập kinh tế quốc tế khu vực với đời tổ chức quốc tế, khối thị trường chung, đòi hỏi quốc gia phải thúc đẩy phát triển kinh tế với tốc độ hiệu ngày cao, đặc biệt giai đoạn nay, điều kiện kinh tế Việt Nam ngày hội nhập sâu rộng vào kinh tế h giới, hết thị trường chứng khoán khẳng định rõ vai trò vị in toàn kinh tế Trải qua 14 năm phát triển gắn liền với cK thăng trầm kinh tế giới, quy mô phạm vi thị trường ngày lớn mạnh với sở hạ tầng trang thiết bị đại, hoạt động sôi động, đạt hiệu cao không đóng vai trò tạo công cụ có tính khoản họ cao, kênh cung ứng vốn cho kinh tế mà góp phần thực tái phân phối công hơn, tạo hội cho Chính phủ huy động nguồn tài mà không Đ ại gây áp lực lạm phát, đồng thời kênh cung cấp thông tin tuyệt vời chu kỳ kinh doanh tương lai Sự phát triển mạnh mẽ ngày hiệu thị trường chứng khoán ng thu hút ngày nhiều nhà đầu tư Tuy nhiên để tham gia cách hiệu thị trường này, nhà đầu tư cần có kiến thức ườ thông tin định Thông tin tốt hay xấu, trình nắm bắt xử lý thông tin nhanh hay chậm ảnh hưởng lớn đến kết giao dịch thực hiện, Tr hay nói cách khác điều ảnh hưởng đến lợi nhuận nhà đầu tư Theo PGS.TS Trương Đông Lộc nhà đầu tư thị trường chứng khoán thường quan tâm đến khối lượng cổ phiếu giao dịch chứa đựng thông tin có giá trị thay đổi giá cổ phiếu tương lai hay nói cách khác lợi nhuận nhà đầu tư Khối lượng cổ phiếu giao dịch cung cấp xác nhận thứ cấp quan trọng cho diễn biến giá đồ thị, đồng thời gia tăng thêm cảnh báo cho thay đổi xảy đến xu hướng Tuy nhiên kết luận mang tính chất định tính Vậy, mặt định lượng, liệu có mối quan hệ giá khối lượng giao dịch thị trường uế chứng khoán hay không? Đây vấn đề nhận quan tâm nhà kinh tế tài nước nói riêng giới nói chung nhiều năm tế H gần Các nghiên cứu mối quan hệ giá chứng khoán khối lượng giao dịch thực thị trường chứng khoán phát triển thị trường Mở đầu cho vấn đề không nhắc đến nghiên cứu Karpoff vào năm 1987, ông tìm chứng mối quan hệ tích cực thay in h đổi giá khối lượng giao dịch Các nghiên cứu Hutson, Kearney Lynch (2008), Chuang, Kuan Lin (2009) đưa kết luận tương tự thị cK trường chứng khoán Úc, Bỉ, Anh, Canada, Pháp, Ý, Nhật Bản, Hà Lan, Tây Ban Nha, Thụy Điển Hoa Kỳ Ở thị trường chứng khoán nổi, nghiên cứu Moosa Al-Loughani (1996) có mối quan hệ tác động qua lại giá họ cổ phiếu khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Singapore Thái Lan Chuang, Liu Susmel (2012) tìm thấy chứng mối quan hệ Đ ại 10 thị trường chứng khoán khu vực Châu Á Mặc dù mối quan hệ giá cổ phiếu khối lượng giao dịch nghiên cứu nhiều hai thập kỷ qua, nhiên, có công trình ng nghiên cứu đề tài liên quan đến thị trường chứng khoán Việt Nam công bố Xuất phát từ quan tâm đồng thời để giúp cho nhà đầu tư thị ườ trường chứng khoán Việt Nam đưa định hợp lý nhằm mục đích sinh lợi cao nhất, định chọn thực đề tài “Mối quan hệ số giá Tr chứng khoán khối lượng cổ phiếu giao dịch Thị trường Chứng khoán Việt Nam” qua hi vọng đóng góp vào kho tàng đề tài nghiên cứu lĩnh vực kinh tế tài phát triển thị trường chứng khoán Việt Nam nói riêng thị trường chứng khoán toàn giới nói chung TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt Trương Đồng Lộc Trương Văn Vũ (2012), Mối quan hệ số giá thị phố Hồ Chí Minh, Kỷ yếu khoa học 2012, Trang 133 – 143 uế trường khối lượng cổ phiếu giao dịch Sở giao dịch chứng khoán Thành tế H Huỳnh Thanh Siêng (2010), Mối quan hệ nhân giá cổ phiếu khối lượng giao dịch thị trường chứng khoán Việt Nam Tiếng Anh Al-Jafari1 Mohamed Khaled, Ahmad Tliti (2013), An Empirical Investigation of the in h Relationship between Stock Return and Trading Volume: Evidence from the Jordanian Banking Sector, Journal of Applied Finance & Banking, No 3, pp 45-64 cK Brajesh Kumar, Priyanka Singh Ajay Pandey (2009), The Dynamic Relationship between Price and Trading Volume:Evidence from Indian Stock Market, Research and Publications, No 2009-12-04, pp 1-53 họ Campbell, J.Y., Grossman, S.J., Wang, J (1993), Trading volume and serial correlation in stock returns, Quarterly Journal of Economics 108, pp 905–939 Đ ại Chuang, C.-C., Kuan, C.-M., Lin, H.-Y (2009), Causality in quantiles and dynamic stock return-volume relations, Journal of Banking and Finance, No 33, pp 1351–1360 Eleanor Xu, X., Chen, P., Wu, C (2006), Time and dynamic volume–volatility ng relation, Journal of Banking and Finance, No 30, pp 1535–1558 ườ Gallant A Ronald; Rossi Peter E.; Tauchen George (1992), Stock prices and volume, The Review of Financial Studies, No 5, pp 199-242 Tr Gunduz, Lokman and Abdulnasser Hatemi-J (2005), Stock price and volume relation in emerging markets, Emerging Markets Finance and Trade, No 41, pp 29-44 10 Hiemstra, C., Jones, J.D (1994), Testing for linear and nonlinear Granger causality in the stock price-volume relation, Journal of Finance, No 49, pp 1639–1664 66 11 Karpoff, J.M (1987), The relation between price changes and trading volume: a survey, Journal of Financial and Quantitative Analysis, No 22, pp 109–126 12 Lee, Bong Soo and Oliver M Rui (2002), The dynamic relation between stock returns, trading volume: Domestic and cross-country evidence, Journal of uế Banking and Finance, No 26, pp 51-78 13 Lee, Cheng F and Oliver M Rui (2000), Does trading volume contain tế H information to predict stock returns? Evidence from China’s stock markets, Review of Quantitative Finance and Accounting, No 14, pp 341-360 14 McMillan, D.G (2007) Non-linear forecasting of stock returns: does volume help?,International Journal of Forecasting, No 23, pp 115–126 in h 15 Moosa, Imad A and Nabeel E Al-Loughani (1996), Testing the price-volume pp 407-422 cK relation in emerging Asian stock markets, Journal of Asian Economics, No 6, 16 Saatcioglu, K., Starks, L.T (1998), The stock price-volume relationship in emerging stock markets: the case of Latin America, International Journal of họ Forecasting, No 14, pp 215–225 17 Shiu-Sheng Chen (2012), Revisiting the empirical linkages between stock Đ ại returns and trading volume, Journal of Banking & Finance, No 36 (2012), pp 1781–1788 18 Tripathy Naliniprava, The Relation between Price Changes and Trading ng Volume: A Study in Indian Stock Market, Interdisciplinary Journal of Research Tr ườ in Business, No 1, pp 81-95 67 PHỤ LỤC 1.Thống kê mô tả 1.1Biến R (thay đổi số giá chứng khoán) 300 uế S eries : R S am ple 1/02/2009 12/31/2014 O bs ervations 1496 tế H 250 M ean M edian M ax im um M inim um S td Dev S k ewnes s K urtos is 200 150 h 100 in 50 -20 -10 10 cK -30 Jarque-B era P robability 0.153743 0.400000 22.80000 -32.90000 6.570043 -0.360849 4.468247 166.8412 0.000000 20 họ 1.1 Biến V(khối lượng giao dịch) 500 S eries : V S am ple 1/02/2009 12/31/2014 O bs ervations 1496 Đ ại 400 300 M ean M edian M ax im um M inim um S td Dev S k ewnes s K urtos is ng 200 61574.39 46495.00 1.01e+ 08 -1.38e+ 08 18341691 -0.625357 11.02324 ườ 100 Jarque-B era P robability -8.0e+07 -4.0e+07 100.000 4.0e+07 Tr -1.2e+08 68 8.0e+07 4110.048 0.000000 Đồ thị thống kê mô tả liệu R V 30 150,000,000 20 100,000,000 10 50,000,000 uế -10 -50,000,000 -100,000,000 -30 -40 -150,000,000 I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV 2009 2010 2011 2012 2013 2014 tế H -20 I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV 2009 Kiểm định tính dừng 2010 2011 2012 in h 2.1 Kiểm định tính dừng cho biến R (thay đổi số giá chứng khoán) Null Hypothesis: R has a unit root Exogenous: Constant cK 2.1.1 Phương pháp ADF họ Lag Length: (Automatic - based on AIC, maxlag=23) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -32.40709 0.0000 Test critical values: 1% level -3.434517 5% level -2.863267 10% level -2.567738 ườ ng Đ ại t-Statistic Tr *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(R) 69 2013 2014 Method: Least Squares Date: 04/29/15 Time: 15:31 Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014 Coefficient Std Error t-Statistic R(-1) -0.826329 0.025498 -32.40709 C 0.129595 0.167488 0.773757 0.412949 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.412556 S.D dependent var S.E of regression 6.474319 Akaike info criterion Sum squared resid 62581.80 -4912.738 1050.220 Prob(F-statistic) 0.000000 in 8.447161 6.574901 Schwarz criterion 6.582004 Hannan-Quinn criter 6.577548 Durbin-Watson stat 1.997942 Đ ại họ F-statistic 0.4392 0.006890 cK Log likelihood 0.0000 h R-squared Prob tế H Variable 2.1.2 Phương pháp PP Null Hypothesis: R has a unit root ng Exogenous: Constant ườ Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Prob.* Phillips-Perron test statistic -32.54665 0.0000 Test critical values: 1% level -3.434517 5% level -2.863267 10% level -2.567738 Tr Adj t-Stat 70 uế Included observations: 1495 after adjustments *MacKinnon (1996) one-sided p-values 41.86074 HAC corrected variance (Bartlett kernel) 43.83348 tế H uế Residual variance (no correction) Phillips-Perron Test Equation h Dependent Variable: D(R) in Method: Least Squares Date: 04/29/15 Time: 15:32 cK Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014 Included observations: 1495 after adjustments Coefficient R(-1) -0.826329 Prob 0.025498 -32.40709 0.0000 Đ ại 0.129595 0.167488 0.773757 0.4392 0.412949 Mean dependent var 0.006890 Adjusted R-squared 0.412556 S.D dependent var 8.447161 S.E of regression 6.474319 Akaike info criterion 6.574901 Sum squared resid 62581.80 Schwarz criterion 6.582004 Hannan-Quinn criter 6.577548 Durbin-Watson stat 1.997942 ườ R-squared t-Statistic ng C Std Error họ Variable Tr Log likelihood -4912.738 F-statistic 1050.220 Prob(F-statistic) 0.000000 71 2.2 Kiểm định tính dừng cho biến V(khối lượng giao dịch) 2.2.1 Phương pháp ADF Null Hypothesis: V has a unit root Lag Length: 11 (Automatic - based on AIC, maxlag=23) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -15.12551 0.0000 Test critical values: 1% level -3.434549 5% level -2.863282 10% level -2.567746 cK in h tế H t-Statistic họ *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Đ ại Dependent Variable: D(V) Method: Least Squares ng Date: 04/29/15 Time: 15:32 Sample (adjusted): 1/20/2009 12/31/2014 Tr ườ Included observations: 1484 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob V(-1) -2.966539 0.196128 -15.12551 0.0000 D(V(-1)) 1.453977 0.187994 7.734162 0.0000 D(V(-2)) 1.085477 0.177236 6.124491 0.0000 D(V(-3)) 0.824532 0.165041 4.995936 0.0000 72 uế Exogenous: Constant 0.152089 4.383754 0.0000 D(V(-5)) 0.591357 0.138240 4.277757 0.0000 D(V(-6)) 0.489328 0.123107 3.974812 0.0001 D(V(-7)) 0.437068 0.106921 4.087763 0.0000 D(V(-8)) 0.370296 0.088788 4.170576 0.0000 D(V(-9)) 0.256087 0.068885 3.717610 0.0002 D(V(-10)) 0.154626 0.047904 3.227857 D(V(-11)) 0.056955 0.026681 2.134645 C 178950.5 423279.1 0.422772 Mean dependent var Adjusted R-squared 0.710867 S.D dependent var S.E of regression 16299412 Sum squared resid 3.91E+17 Log likelihood -26743.43 Prob(F-statistic) 0.000000 19022.43 cK 30312600 Akaike info criterion 36.05988 Schwarz criterion 36.10633 họ 304.8441 0.6725 Hannan-Quinn criter 36.07719 Durbin-Watson stat 2.000701 Đ ại F-statistic 0.0330 h 0.713207 0.0013 in R-squared 2.2.2 Phương pháp PP ng Null Hypothesis: V has a unit root Exogenous: Constant ườ Bandwidth: 34 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Prob.* Phillips-Perron test statistic -92.90567 0.0001 Test critical values: 1% level -3.434517 5% level -2.863267 Tr Adj t-Stat 73 uế 0.666721 tế H D(V(-4)) 10% level -2.567738 2.94E+14 HAC corrected variance (Bartlett kernel) 5.88E+13 tế H Residual variance (no correction) h Phillips-Perron Test Equation in Dependent Variable: D(V) cK Method: Least Squares Date: 04/29/15 Time: 15:33 Sample (adjusted): 1/05/2009 12/31/2014 họ Included observations: 1495 after adjustments Coefficient Đ ại Variable Std Error t-Statistic Prob -1.356120 0.024200 -56.03802 0.0000 C 83280.06 443573.1 0.187748 0.8511 ng V(-1) 0.677765 Mean dependent var 23305.35 Adjusted R-squared 0.677549 S.D dependent var 30203172 S.E of regression 17150807 Akaike info criterion 36.15433 Sum squared resid 4.39E+17 Schwarz criterion 36.16143 Log likelihood -27023.36 Hannan-Quinn criter 36.15697 Durbin-Watson stat 2.166528 Tr ườ R-squared F-statistic 3140.259 Prob(F-statistic) 0.000000 uế *MacKinnon (1996) one-sided p-values 74 Xác định độ trễ tối ưu VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: R V uế Exogenous variables: C Date: 04/13/15 Time: 18:20 Included observations: 1488 tế H Sample: 1/02/2009 12/31/2014 LogL LR FPE AIC -31912.31 NA 1.46e+16 42.89558 -31731.72 360.4590 1.15e+16 -31676.03 111.0044 -31651.47 48.87636 -31637.54 27.70025 -31636.20 2.647765 -31630.11 12.07791* HQ 42.90271 42.89823 42.65822 42.67961 42.66619 1.07e+16 42.58875 42.62440 42.60203 1.04e+16 42.56112 42.61103* 42.57972 1.03e+16* 42.54777* 42.61194 42.57168* 1.03e+16 42.55135 42.62979 42.58058 1.03e+16 42.54854 42.64124 42.58309 in cK họ Đ ại SC h Lag -31629.01 2.187730 1.04e+16 42.55243 42.65939 42.59229 -31628.64 0.719482 1.04e+16 42.55732 42.67854 42.60249 ng * indicates lag order selected by the criterion ườ LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error Tr AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 75 Mô hình VAR Vector Autoregression Estimates Date: 04/13/15 Time: 18:20 uế Sample (adjusted): 1/08/2009 12/31/2014 Included observations: 1492 after adjustments (0.02612) (63275.8) [ 7.07284] [ 9.76271] -0.026724 227972.8 (0.02750) (66614.2) Đ ại [-0.97169] R(-4) Tr ườ ng R(-3) V(-1) h 617743.6 in 0.184773 họ R(-2) V cK R(-1) R tế H Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] [ 3.42229] 0.002480 105614.6 (0.02760) (66857.7) [ 0.08986] [ 1.57969] 0.028207 128506.4 (0.02703) (65477.1) [ 1.04341] [ 1.96262] 2.48E-08 -0.516760 (1.1E-08) (0.02592) 76 -0.375293 (1.2E-08) (0.02849) [-0.54209] [-13.1723] 1.18E-08 -0.243985 (1.2E-08) (0.02840) [ 1.00791] [-8.59250] 7.52E-09 -0.120139 uế -6.38E-09 cK V(-4) in h V(-3) [-19.9353] tế H V(-2) [ 2.32126] [ 0.73024] [-4.81918] họ (0.02493) 0.121624 -35990.37 (0.16761) (405959.) Đ ại C (1.0E-08) [ 0.72565] [-0.08866] 0.037707 0.275961 Adj R-squared 0.032516 0.272055 Sum sq resids 62058.75 3.64E+17 S.E equation 6.468907 15668340 F-statistic 7.263828 70.65395 Log likelihood -4898.117 -26830.73 Akaike AIC 6.577905 35.97820 Schwarz SC 6.609923 36.01021 Tr ườ ng R-squared 77 61708.06 S.D dependent 6.576715 18364271 1.01E+16 Determinant resid covariance 1.00E+16 Log likelihood -31719.51 Akaike information criterion 42.54358 Schwarz criterion 42.60761 h Determinant resid covariance (dof adj.) uế 0.151475 tế H Mean dependent in 5.Kiếm định Granger cK VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 04/13/15 Time: 18:21 Sample: 1/02/2009 12/31/2014 Đ ại họ Included observations: 1492 Dependent variable: R Chi-sq ng Excluded df Prob 9.947526 0.0413 All 9.947526 0.0413 Tr ườ V Dependent variable: V Excluded Chi-sq df Prob R 137.3707 0.0000 78 All 137.3707 0.0000 R e s p o n s e t o C h o le s k y O n e S D In n o va t io n s ± S E Res pons e of R to V 6 4 2 0 h tế H Res pons e of R to R -2 Res pons e of V to R 20,000,000 10 10 10 Res pons e of V to V cK in -2 20,000,000 15,000,000 15,000,000 10,000,000 họ 10,000,000 5,000,000 5,000,000 -5,000,000 -10,000,000 Đ ại -5,000,000 -10,000,000 10 ng Phân rã phương sai ườ Variance Decomposition of R: Period Tr uế Hàm phản ứng IRF S.E R V 6.468907 100.0000 0.000000 6.582033 99.65463 0.345368 6.588238 99.53583 0.464171 79 99.48635 0.513653 6.593441 99.47768 0.522317 6.594636 99.47418 0.525820 6.594646 99.47411 0.525890 6.594657 99.47386 0.526142 6.594679 99.47320 0.526795 10 6.594682 99.47317 S.E R 15668340 1.244513 98.75549 18282301 8.095676 91.90432 18342071 8.071651 91.92835 18349637 8.145338 91.85466 18365867 8.136972 91.86303 0.526831 Variance h Decomposition of V: cK in V họ Đ ại Period 18398060 8.127839 91.87216 18412502 8.143069 91.85693 18413791 8.142006 91.85799 18413824 8.142318 91.85768 10 18414184 8.142052 91.85795 ườ ng Tr Cholesky Ordering: R V 80 uế 6.589931 tế H