Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang KIỂM ĐỊNH CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ TÁC ĐỘNG ĐẾN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Huỳnh Thị Cẩm Hà1, Lê Thị Lanh2, Lê Thị Hồng Minh3 Hoàng Thị Phương Anh4 ThS Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh PGS TS Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh ThS Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh ThS Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh Thơng tin chung: Ngày nhận bài: 19/05/14 Ngày nhận kết bình duyệt: 08/06/14 Ngày chấp nhận đăng: 30/07/14 Title: Testing the effects of macroeconomic variables on the Vietnamese stock market Từ khóa: VNINDEX, biến số kinh tế vĩ mơ, VECM, phân rã phương sai, IRF Keywords: VNINDEX, macroeconomic variables, VECM, variance decomposition, IRF ABSTRACT This paper analyzed the effect of macroeconomic variables including money supply (MS), lending interest rates (ITR), consumer price index (CPI), exchange rate (EXR) and industrial production (IP) on the Vietnamese stock market (VNINDEX) in the period from 2001 to 2013 Due to a vector co-integration between variables, we use ECM model to determine the relationship between the variables in short-run and VECM model to examine the long-run equilibrium relationship In the long-run, MS and IP show negative and significant effect on VNINDEX, while ITR and CPI have positive and significant effect on VNINDEX If macroeconomic shocks occur, VNINDEX will adjust to equilibrium position quite slowly TÓM TẮT Nghiên cứu phân tích tác động biến số kinh tế vĩ mô bao gồm cung tiền (MS), lãi suất cho vay (ITR), số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái (EXR) giá trị sản lượng cơng nghiệp (IP) đến thị trường chứng khốn Việt Nam (VNINDEX) giai đoạn 2001 đến 2013 Vì biến có tồn vector đồng liên kết nên nghiên cứu sử dụng mơ hình ECM để xác định mối quan hệ biến ngắn hạn VECM nhằm kiểm tra mối quan hệ cân dài hạn Kết cho thấy dài hạn, MS IP có mối quan hệ chiều với VNINDEX, ITR CPI có mối quan hệ ngược chiều với VNINDEX Trường hợp xảy cú sốc biến số vĩ mơ q trình VNINDEX điều chỉnh mức cân chậm chịu tác động điều tiết sách phủ, biến số kinh tế vĩ mô kinh tế GIỚI THIỆU TTCK (thị trường chứng khoán) kênh đo lường phát triển kinh tế quốc gia xem hiệu giá chứng khốn (CK) điều chỉnh nhanh chóng xuất thông tin Hiệu TTCK xem hiệu mặt thông tin TTCK Việt Nam (VN) thức vào hoạt động từ tháng 7/2000, gần 14 năm trải qua thăng trầm TTCK biến động yếu tố tâm lý đưa định đầu tư mà Mục tiêu viết nhằm đánh giá tác động biến số kinh tế vĩ mô lên TTCK VN xem liệu biến số dùng để dự báo biến động TTCK VN hay không thông qua kiểm định đồng liên kết mô hình, kiểm định mơ hình hiệu chỉnh sai số (VECM) Granger Causality Đồng thời viết mở rộng thêm hướng nghiên cứu mức độ ảnh hưởng cú sốc biến vĩ mô lên TTCK VN phân tích phân rã phương sai hàm phản ứng IRF Các câu hỏi 70 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang nghiên cứu gồm: (1) Có tồn mối quan hệ dài hạn biến số vĩ mô TTCK VN hay không? (2) Phản ứng TTCK VN trước cú sốc biến số kinh tế vĩ mô nào? TỔNG QUAN TRƯỚC ĐÂY CÁC NGHIÊN gia, chênh lệch lợi suất loại trái phiếu lợi suất trái phiếu phủ có kỳ hạn, tỷ lệ nợ cơng GDP, cán cân tài khoản vãng lai, dự trữ ngoại hối, mức tín nhiệm lạm phát mục tiêu, danh tiếng ngân hàng trung ương, lãi suất, tỷ giá hối đoái, tốc độ tăng trưởng kinh tế, số Dow Jones S&P 500 Kết nhận định sách tiền tệ, việc quản lý nợ cơng uy tín quốc gia có ảnh hưởng đáng kể đến rủi ro quốc gia hiệu hoạt động TTCK Brazil Cùng thời gian Nader Alraimony (2012) xem xét tác động biến cung tiền, GDP, CPI, tỷ giá hối đoái, lãi suất biến giả biến động trị giới đến TTCK Jordan từ 01/1999 đến 12/2010 Tác giả cho cung tiền, CPI, tỷ giá hối đối, lãi suất biến động trị có tương quan ngược chiều biến động TTCK, ngược lại tốc độ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tích cực đến TSSL TTCK Jordan CỨU Nhóm tác giả Treynor (1961; 1962); Sharpe (1964) Lintner (1965) xây dựng mơ hình định giá tài sản vốn (CAPM) để dự đoán tỷ suất sinh lợi (TSSL) kỳ vọng CK dựa rủi ro hệ thống với thước đo hệ số beta Sau nghiên cứu khác thực tế chứng minh mơ hình có hạn chế TSSL CK chịu tác động nhiều nhân tố, có nghiên cứu Ross (1976) đề xuất mơ hình kinh doanh chênh lệch giá (APT) đưa yếu tố đa rủi ro giải thích TSSL CK như: số thất nghiệp, tốc độ tăng trưởng cung tiền, lạm phát, lãi suất, GDP kiện trị, … 16 năm sau, nghiên cứu Fama French (1992) dùng mơ hình APT vào TTCK Mỹ (từ 1963 đến 1990) chứng minh TSSL CK nhạy cảm với nhân tố: tỷ số giá trị sổ sách giá trị thị trường, đòn bẩy tài P/E Khác với Fama French (1992), nghiên cứu Flannery Protopapadakis (2002) sử dụng nhiều biến số kinh tế vĩ mô (từ 1980 đến 1996) sáu tám số chọn cán cân thương mại, số lượng nhà ở, số việc làm, CPI, cung tiền, số sản xuất cơng nghiệp có tác động đến TSSL CK Mỹ, GNP thực giá trị sản lượng công nghiệp, hai thước đo phổ biến đo lường mức độ hoạt động kinh tế không tác động đến TTCK Mỹ Ở TTCK Ghana, nhóm tác giả Issahaku, Ustarz Domanban (2013) sử dụng biến cung tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất trái phiếu kho bạc, CPI đầu tư trực tiếp nước FDI (từ 1995 đến 2010) Kết cho thấy TSSL TTCK có mối quan hệ dài hạn với CPI, cung tiền FDI, ngồi có cú sốc vĩ mơ xuất TTCK Ghana gần 20 tháng điều chỉnh mức cân Để thực cho việc nghiên cứu mối quan hệ biến kinh tế vĩ mô nhằm dự báo TSSL TTCK Nam Phi định hướng khác với nghiên cứu trước, tác giả Gupta Modise (2013) chia hai giai đoạn: trước khủng hoảng tài 1997 (1/1990 đến 12/1996) sau khủng hoảng (01/1997 đến 6/2010) với biến số: mức chênh lệch loại lãi suất, tỷ lệ tăng trưởng việc làm, tỷ giá hối đối thực có điều chỉnh, cung tiền, tốc độ tăng trưởng sản xuất công nghiệp, sản lượng dầu giới giá dầu thô Tác giả cho ngắn hạn trước khủng hoảng: mức chênh lệch lãi suất, tốc độ tăng trưởng sản lượng dầu giới cung tiền có ảnh hưởng đến dự báo TTCK, nhiên sau khủng hoảng, có lãi suất cung tiền có ảnh hưởng đến dự báo TTCK PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Mô tả liệu Bài viết dùng VNINDEX làm số đại diện cho TTCK VN Đồng thời, nhóm tác giả kế thừa nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm đề cập để phù hợp với liệu VN nên chọn biến kinh tế vĩ mô sau để xem xét tương quan với TTCK: Giá trị sản lượng công nghiệp, tỷ giá hối đoái, số giá tiêu dùng, lãi suất cung tiền theo tháng từ 2001 đến 2013 (156 quan sát) Một số tác giả khác chủ động dùng yếu tố hội nhập tài giới vào nghiên cứu, Montes Tiberto (2012) với hai mục tiêu: xem xét mức độ ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mơ sách kinh tế lên rủi ro Brazil ảnh hưởng biến vĩ mô rủi ro quốc gia lên hiệu hoạt động TTCK (từ 12/2001 đến 9/2010) Tác giả dùng số đo lường rủi ro quốc Trong đó: 71 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang Biến nghiên cứu Ký hiệu Mô tả Kỳ vọng dấu Chỉ số giá TTCK VNINDEX Lạm phát CPI Chỉ số giá chứng khoán sàn HOSE vào cuối tháng Chỉ số giá tiêu dùng dạng số - Cung tiền MS Cung tiền M2 + Tỷ giá hối đoái EXR Tỷ giá song phương USD/VND trung bình +/- Giá trị sản lượng công nghiệp IP Đại diện đo lường mức độ hoạt động kinh tế VN + Lãi suất ITR Lãi suất trung bình cuối kỳ áp dụng cho khoản vay vốn lưu động ngắn hạn (không 12 tháng) Vietcombank, Agribank, Vietinbank & BIDV - Nguồn liệu lấy từ sở I S uỹ tiền tệ quốc tế (IM ), tổng cục thống kê Việt Nam ( S ) S DCK TPHCM (H SE) Tuy nhiên, để giảm bớt biên độ biến động nên nghiên cứu chuyển biến dạng logarit 3.2 Phương pháp nghiên cứu Bài viết xây dựng mơ hình hồi quy giá chứng khoán biến số kinh tế vĩ mô sau: LVNINDEX t a11 a12 LVNINDEX t -1 a13 LCPI t -1 a14 LMS t -1 a15 LEXR t -1 a16 LITRt -1 a17 LIPt -1 1t LCPI t a 21 a 22 LVNINDEX t -1 a 23 LCPI t -1 a 24 LMS t -1 a 25 LEXR t -1 a 26 LITRt -1 a 27 LIPt -1 2t LMS t a 31 a 32 LVNINDEX t -1 a 33 LCPI t -1 a 34 LMS t -1 a 35 LEXR t -1 a 36 LITRt -1 a 37 LIPt -1 3t LEXR t a 41 a 42 LVNINDEX t -1 a 43 LCPI t -1 a 44 LMS t -1 a 45 LEXR t -1 a 46 LITRt -1 a 47 LIPt -1 4t LITRt a 51 a 52 LVNINDEX t -1 a 53 LCPI t -1 a 54 LMS t -1 a 55 LEXR t -1 a 56 LITRt -1 a 57 LIPt -1 5t LIPt a 61 a 62 LVNINDEX t -1 a 63 LCPI t -1 a 64 LMS t -1 a 65 LEXR t -1 a 66 LITRt -1 a 67 LIPt -1 6t Trong đó: LVNINDEX, LCPI, LMS, LEXR, LITR LIP: chuỗi liệu lấy logarit biến tương ứng aij hệ số hồi quy hệ phương trình µit sai số mơ hình Chúng tơi tập trung nghiên cứu phương trình đầu tiên, khung phân tích viết bao gồm: hình Vector tự hồi quy (VAR-Vector Auto Regression) Kiểm tra mối quan hệ dài hạn (Cointegration test) mơ hình vector hiệu chỉnh sai số VECM (Vector Error Correlation Model) cách xác định tồn vector đồng liên kết Johansen sử dụng VECM để xác định phương trình đồng liên kết biến vĩ mơ với VNINDEX, từ xác định phương trình hiệu chỉnh sai số ECM (Error Correction Model) để xác định độ lệch ngắn hạn từ cân dài hạn Kiểm định nghiệm đơn vị - tính dừng chuỗi liệu điều kiện tiên đưa kết luận có ý nghĩa phân tích chuỗi thời gian tăng độ xác mức độ đáng tin cậy mơ hình Nếu chuỗi liệu biến không dừng, nghiên cứu tiếp tục dùng để xét mối quan hệ dài hạn chúng Bài viết kiểm định nghiệm đơn vị phương pháp AD (Augmented Dickey-Fuller), Phillips – Perron (PP test) kiểm định tính dừng Kwiatkowski-PhillipsSchmidt-Shin (KPSS test) Lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm định tự tương quan phần dư tính ổn định mơ hình mơ Phân rã phương sai ( EDV) theo phương pháp Cholesky nhằm xem tác động cú sốc vĩ mô lên phương sai sai số dự báo VNINDEX thông qua hàm phản ứng IRF nhằm biết phản ứng VNINDEX có cú sốc biến số vĩ mơ Kiểm định ranger Causality để phát mối quan hệ nhân biến Xt Yt, biến Xt có nguyên nhân gây biến động Yt hay 72 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang ngược lại Kết nhằm đưa kết luận việc sử dụng nhân tố vĩ mơ để dự đốn biến động TTCK hay khơng việc dự đốn chiều ngược lại có mang lại hiệu tương tự hay không Kết chạy phần mềm Eview 6.0 KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN 4.1 Kiểm định tính dừng ảng iểm định nh ừng chuỗi liệu Variable ADF Unit Root Test First Levels Difference PP Unit Root Test LVNINDEX -2.8802 -8.44963** -1.72139 -8.169024** 0.68007 0.068964** LCPI 0.83499 -6.642025** 0.972037 -6.702025** 1.49777 0.302065** LEXR 0.18919 -13.99316** 0.204879 -14.03426** 1.3499 0.205761** LIP -1.67382 -14.9817** -1.38607 -15.52955** 1.18562 0.090731** LITR -2.97494 -5.538531** -2.31055 -8.984978** 0.77877 0.060688** LMS -1.27961 -11.24035** -1.06877 -11.42879** 1.52116 0.299351** Levels KPSS First Difference First Difference Levels **: Mức ý nghĩa 5% Các chuỗi liệu không dừng chuỗi gốc, dừng sai phân bậc (Bảng 1), điều kiện để tiếp tục kiểm tra đồng liên kết, xét mối quan hệ dài hạn biến mơ hình 4.2 Chọn độ trễ phù hợp cho mơ hình Bảng Độ trễ phù hợp cho mơ hình Lag LogL LR 2102.399 139.3074* 2127.933 44.64265 LR: kiểm định Likelihood Ratio FPE: Final Prediction Error AIC: Akaike Information Criterion HQ: Hannan-Quinn Information Criterion FPE 9.15e-20* 1.06e-19 Dựa tiêu chí LR, FPE, AIC, HQ kết mơ hình VAR, viết chọn độ trễ phù hợp (Bảng 2) Đồng thời, kết cho thấy phần dư mơ hình không bị tự tương quan (Bảng 3) LM-Stat 40.52059 27.24497 SC -25.25464 -24.39667 HQ -26.18005* -25.74920 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 Bảng Kiểm định tự ương quan phần Lags AIC -26.81323* -26.67462 0.0 Prob 0.2776 0.8530 -0.5 -1.0 4.3 Kiểm tra mối quan hệ dài hạn biến mơ hình -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Hình Tính ổn định mơ hình với độ trễ Các giá trị riêng nằm vòng tròn đơn vị, nên mơ hình ước lượng có ổn định cần thiết nhằm đảm bảo độ tin cậy kết (Hình 1) Nghiên cứu sử dụng độ trễ VAR để kiểm định tồn đồng liên kết VNINDEX biến kinh tế vĩ mô Căn vào giá trị Trace statistic giá trị riêng lớn ma trận (Max Eigenvalue) khẳng định có đồng liên kết biến mơ hình có tồn 73 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang mối quan hệ dài hạn biến vĩ mô với VNINDEX (Bảng 4) Bảng 4: Kiểm định đồng liên kết Hypothesized No of CE(s) None * At most At most Eigenvalue Trace Statistic 0.274745 0.191500 0.085623 114.0502 65.54419 33.44551 Trace 0.05 Critical Value 95.75366 69.81889 47.85613 Prob.** 0.0015 0.1046 0.5323 Max-Eigen 0.05 Max-Eigen Critical Statistic Value 48.50598 40.07757 32.09869 33.87687 13.51639 27.58434 Prob.** 0.0045 0.0803 0.8545 Từ kết Bảng 4, viết sử dụng mơ hình VECM xây dựng phương trình đồng liên kết đánh giá mức độ tác động biến số kinh tế vĩ mô đến TTCK sau: LVNINDEXt = -869.2881 +14.7057 LIPt (6.6696) +32.7133 LEXRt (20.017) [-2.2048] [-1.6342] Chú thích: số () [] thể độ lệch chuẩn thống kê t -22.6197 LITRt (4.5263) +17.5179 LMSt (4.3204) -62.2901 LCPIt (17.4389) [4.9973] [-4.0546] [3.5719] MS có ảnh hưởng chiều đến TTCK (+), chúng tơi cho sách gia tăng cung tiền phủ thời gian qua hợp lý Việc gia tăng cung tiền phù hợp thúc đẩy tăng trưởng dần vực dậy kinh tế suy thoái, làm nhu cầu tiêu dùng hàng hóa gia tăng, TTCK kênh nhà đầu tư quan tâm nhiều Trong đó, CPI ảnh hưởng ngược chiều đến TTCK, điều phù hợp giai đoạn nghiên cứu, mà lạm phát tăng cao nhà đầu tư đòi hỏi TSSL kỳ vọng TTCK tăng cao so với lạm phát tốc độ tăng trưởng thực kinh tế giảm xuống lạm phát cao hơn, điều dẫn đến giảm giá lớn TTCK (Hình 2) Kết cho cho thấy: Trong dài hạn biến kinh tế vĩ mơ có ảnh hưởng đến biến động TTCK VN (ngoại trừ EXR), dấu hệ số ước lượng phù hợp với lý thuyết giả thiết nghiên cứu ban đầu Điều giải thích kinh tế VN tăng trưởng thúc đẩy giá trị sản lượng công nghiệp gia tăng Khi đó, nhà đầu tư, DN lạc quan kinh tế giai đoạn này, mở rộng nguồn vốn để đầu tư TTCK xem kênh lựa chọn Điều cho thấy IP nhân tố tích cực tác động đến tín hiệu lạc quan TTCK Hình Tốc độ ăng rưởng GDP thực (từ 2000 đến 2012) Nguồn: liệu IMF ITR có ảnh hưởng ngược chiều với TTCK (-) Điều giải thích rõ giai đoạn sau 2008 đến giai đoạn 2011, mà phủ thực biện pháp thắt chặt tín dụng nhằm hạn chế “bong bóng bất động sản” kiểm sốt lạm phát Một lãi suất cho vay tăng làm cho DN khó khăn đề kế hoạch phát triển tương lai hạn chế nguồn vốn tài trợ, đồng thời làm tăng gánh nặng chi phí đầu vào DN làm cho kỳ vọng giá CK lại giảm Ở khía cạnh khác, lãi suất đầu tư thị trường khác tốt TSSL TTCK lại không thay đổi làm cho nhà đầu tư rời bỏ thị trường để đầu tư vào lĩnh vực khác mà TSSL tốt rủi ro so với TTCK Trong đó, mối quan hệ chiều TTCK tỷ giá hối đoái đồng với kết nghiên cứu Kuwornu (2012), Issahaku cs (2013), 74 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang khơng có ý nghĩa thống kê, điều giải thích phần giai đoạn nghiên cứu, khối lượng giao dịch khối ngoại giảm mạnh đặc biệt giai đoạn sau khủng hoảng tài 2008 Chú thích: số () [] độ lệch chuẩn thống kê t 4.5 Phân rã phương sai VNINDEX chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc biến động tạo (Bảng 6) Mức độ tự giải thích VNINDEX đến kỳ thứ 10 77,5% cú sốc nó, CPI đóng góp 10% cú sốc, cung tiền đóng góp 9% cú sốc theo thời gian vai trò CPI cung tiền việc giải thích biến động VNINDEX tăng dần không nhiều, riêng biến động lãi suất giá trị sản lượng công nghiệp gây ảnh hưởng nhỏ đến VNINDEX, khoảng 1,5% đến 1,8% Trong đó, cú sốc tỷ giá gần khơng tạo biến động VNINDEX suốt 10 kỳ Trong ngắn hạn, so với biến vĩ mơ CPI cung tiền đóng vai trị quan trọng biến động VNINDEX Giải thích cho việc tỷ giá gần không tạo cú sốc ngắn hạn VNINDEX sách điều hành tỷ giá VN có can thiệp lớn từ NHNN giao dịch TTCK VN chưa hấp dẫn nhiều nhà đầu tư ngoại 4.4 Phân tích hệ số hiệu chỉnh sai số mơ hình ECM Bài viết xét hệ số hiệu chỉnh cân dài hạn phương trình ECM VNINDEX - 0.002944 < (Bảng 5), nhỏ, nghĩa tốc độ điều chỉnh thấp gần không, điều cho thấy VNINDEX thấp giá trị cân Khi có cú sốc xảy làm VNINDEX lệch khỏi giá trị cân dài hạn kỳ VNINDEX điều chỉnh tăng khoảng 0,03% độ lệch để đạt mức cân Bảng 5: Hệ số cân dài hạn Cointegrated Variable Equation LVNINDEX (-1) Adjustment coefficient (ECT) -0.002944 (0.00224) [-1.31675] Bảng Phân rã phương sai LVNINDEX theo Cholesky Kỳ S.E LVNINDEX LMS LITR LIP LEXR LCPI 10 0.102140 0.170312 0.216400 0.245056 0.264048 0.279416 0.293599 0.307219 0.320269 0.332626 100.0000 98.07620 95.97196 93.48912 91.08631 88.72905 86.23495 83.49698 80.54599 77.51643 0.000000 0.007260 0.005882 0.018003 0.097982 0.278823 0.562132 0.899490 1.242266 1.549520 0.000000 0.025086 0.190591 0.234687 0.269581 0.352548 0.549708 0.871272 1.284988 1.764681 0.000000 0.013518 0.217686 0.304427 0.287606 0.262233 0.240017 0.223703 0.213332 0.208416 0.000000 1.082866 2.059409 3.368251 4.488213 5.487784 6.509815 7.627748 8.820407 10.01189 0.000000 0.795069 1.554474 2.585513 3.770307 4.889565 5.903377 6.880808 7.893014 8.949056 thứ đạt mức cân dài hạn từ tháng thứ 24 Cú sốc giá trị sản lượng cơng nghiệp kể từ tháng thứ 3, đó, cú sốc CPI gây làm VNINDEX phản ứng tức sau tháng, nhiên cú sốc tỷ giá không rõ ràng đến VNINDEX Kết cho thấy VNINDEX có xu hướng phản ứng giảm xảy cú sốc, ngoại trừ cú sốc cung tiền 4.6 Phản ứng VNINDEX rước cú sốc biến kinh tế vĩ mô VNINDEX phản ứng nhanh trước cú sốc cung tiền từ tháng thứ đạt mức cân dài hạn sau tháng thứ 12 (Hình 3) Điều cho thấy sách tăng cung tiền có tác động kéo dài biến động VNINDEX Chính sách mở rộng cung tiền phù hợp thơng qua gói giải pháp mở rộng tín dụng tạo điều kiện cho DN tiếp cận nguồn vốn để mở rộng hoạt động, nhà đầu tư có hội đa dạng hóa lĩnh vực đầu tư, TTCK có hội tăng trưởng với lĩnh vực đầu tư khác Cú sốc lãi suất dẫn đến sụt giảm VNINDEX sau tháng Kết phân rã phương sai hàm phản ứng IRF cho thấy TTCK Việt Nam chưa làm tốt vai trò phong vũ biểu kinh tế nước khác, nhà đầu tư chưa thật tận dụng tốt thông tin vĩ mô, nên phải thực cẩn thận sử 75 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang dụng biến vĩ mô để dự đoán thay đổi giá chứng khoán Response to Cholesky One S.D Innovations ± S.E Response of LVNINDEX to LVNINDEX Response of LVNINDEX to LMS 2 1 0 -.1 -.1 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of LVNINDEX to LITR 1 0 -.1 -.1 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of LVNINDEX to LEXR 1 0 -.1 -.1 8 10 12 14 16 18 20 22 24 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of LVNINDEX to LCPI 2 Response of LVNINDEX to LIP 2 10 12 14 16 18 20 22 24 Hình Hàm phản ứng IRF 4.7 Kiểm định Granger Causality 76 10 12 14 16 18 20 22 24 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang tư vào thị trường này, có dịng vốn đầu tư ngoại, phủ lúc thực sách nới lỏng tiền tệ nhằm thực sách kích cầu tạo điều kiện cho nhà đầu tư đa dạng hóa lĩnh vực danh mục đầu tư Bảng cho thấy cung tiền có Granger Causality đến VNINDEX ngược lại VNINDEX có ranger Causality đến cung tiền Việc nghiên cứu sách mở rộng thu hẹp cung tiền dùng để dự đốn VNINDEX ngược lại TTCK phát triển kích thích dòng vốn đầu Bảng Kiểm định Granger Causality Null Hypothesis: LMS does not Granger Cause LVNINDEX LVNINDEX does not Granger Cause LMS Obs 154 F-Statistic 3.39367 2.86723 Prob 0.0362** 0.0600* **, *: với mức ý nghĩa 5% 10% hoạt động TTCK Chúng cho TTCK VN hoạt động tách bạch so với thị trường tài chính, thơng tin thị trường chưa hiệu quả, tiềm ẩn nhiều rủi ro, TTCK chậm phản ứng trước biến động thông tin vĩ mô Việc kiểm sốt thơng tin cơng bố đảm bảo tính minh bạch giao dịch chứng khốn cịn hạn chế UBCKNN phát sai phạm chế độ báo cáo, công bố thông tin công ty niêm yết; vi phạm báo cáo giao dịch cổ phiếu cổ đông nội bộ, cổ đông lớn; hoạt động không nội dung quy định giấy phép Còn hành vi thao túng giá cổ phiếu hay giao dịch nội gián chưa làm r nhiều Một nguyên nhân thẩm quyền UBCKNN công tác tra, giám sát hạn chế Khác với UBCK nước, UBCKNN VN khơng có khả thu thập thông tin tài khoản giao dịch ngân hàng; khơng có quyền tiếp cận điện thoại, thư tín điện tử Ngoài ra, UBCKNN bị hạn chế thẩm quyền lực lượng (chưa có hệ thống ngành dọc tỉnh, thành phố) nên việc xác minh chỗ thông tin liên quan đến đối tượng vi phạm gặp nhiều khó khăn KẾT LUẬN Mục đích nghiên cứu nhằm kiểm tra tồn mối quan hệ biến kinh tế vĩ mô: cung tiền, lãi suất cho vay, số giá tiêu dùng, giá trị sản lượng công nghiệp, tỷ giá hối đoái số VNINDEX VN từ 2001 đến 2013 Nghiên cứu kiểm định tính dừng biến số thấy chuỗi liệu dừng sai phân bậc nhất, đồng thời kết nghiên cứu cịn cho thấy: Thứ nhất, có tồn mối quan hệ dài hạn biến vĩ mô với TTCK (ngoại trừ tỷ giá hối đoái) Biến cung tiền giá trị sản lượng cơng nghiệp có ảnh hưởng chiều với TTCK, lãi suất số giá tiêu dùng có mối quan hệ ngược chiều với TTCK Kiểm định nhân cho thấy cung tiền VNINDEX có ranger Causality Do đó, sách thắt chặt tín dụng thường đem lại tác động tiêu cực đến TTCK Thực tế cho thấy giai đoạn từ 2006 đến tháng đầu năm 2008, với sách mở rộng tiền tệ, cộng với gia nhập WT kích thích dịng vốn đầu tư chảy vào TTCK, khoản tăng mạnh thị trường Từ 2010 đến 2012, phủ thực thắt chặt tín dụng, hạn chế đầu tư vào lĩnh vực TTCK bất động sản làm dòng vốn đầu tư đảo chiều khỏi thị trường, quỹ đầu tư dịch chuyển dòng vốn sang kênh đầu tư khác, TTCK phản ứng tiêu cực giai đoạn Kết cho thấy nhà đầu tư TTCK nên quan tâm đến động thái sách tiền tệ phủ Về góc độ quản lý, phủ nên tham khảo đến biến động, phản ứng TTCK trước điều chỉnh gói sách cung – cầu tiền tệ thị trường Thứ ba, từ kết phân rã phương sai phân tích IRF cho thấy VNINDEX nhạy cảm với cú sốc thơng tin vĩ mơ có xu hướng phản ứng giảm xảy cú sốc, ngoại trừ cú sốc cung tiền Ngun nhân phủ can thiệp hành nhiều vào thị trường: giới hạn biên độ giao dịch thị trường, hạn chế bán khống… làm cho biến vĩ mô phản ánh thực chất hoạt động kinh tế TÀI LIỆU THAM KHẢO Thứ hai, góc độ dự báo, từ kết Granger Causality có biến cung tiền có khả dự báo biến động TTCK, bốn biến kinh tế vĩ mơ cịn lại đóng vai trị nhỏ việc dự báo Dickey, D., & Fuller, W (1979) Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit 77 Tạp chí Khoa học – 2014, Quyển (2), 70 - 78 Trường Đại học An Giang root Journal of the American Statistical Association, 427-431 Engle, R., & Granger, C (1987) Cointegration and error correction representation, estimation and testing Econometrica, 251-276 Fama, E., & French, K (1992) The Cross-section of Expected Stock returns The Journal of Finance, 427-465 Flannery, M., & Protopapadakis, A (2004) Factors DO Influence Aggregate Stock Returns Journal Global Finance, 20-35 Granger, C (1969) Investigating causal relation by econometric and cross sectional method Econometrica, 424-438 Gupta, R., & Modise, M (2013) Macroeconomic Variables and South African stock return Predictability Economic Modelling, 612-622 Issahaku, H., Ustarz, Y., & Domanban, P (2013) Macroeconomic variables and stock market returns in Ghana: any causal link? Asian Economic and Financial Review, 1044-1062 Johansen, S (1988) Statistical analysis of cointegration vectors Journal of Economic Dynamics and Control, 231-254 Johansen, S (1991) Estimation and hypothesis testing of integration vectors in gaussian vector autoregressive models Econometrica, 1551-1580 Johansen, S (1995) Likelihood-based inference in cointegrated vector autoregressive models Oxford: Oxford University Press Johansen, S (2000) Modeling of cointegration in the vector autoregressive model Economic Modeling, 359-373 Johansen, S a (1990) Maximum likelihood estimation and inference on cointegration with application to the demand for money Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 169-210 Kuwornu, J (2012) Effect of macroeconomic variables on the ghanaian stock market returns: A cointegration analysis Agris on-line Papers in Economics and Informatics, 1-12 Kwiatkowski, D., Phillips, P., & Shin, Y (1992) Testing thenull hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root Journal of Econometrics, 159-178 Montes, G., & Tiberto, B (2012) Macroeconomic environment, country risk and stock market performance Economic Modelling, 1666-1678 Nader, M., & Alraimony, H (2012) The Impact of Macroeconomic Factors on Amman Stock Market Returns International Journal of Economics and Finance Phillips, P., & Perron, P (1988) Testing for a unit root in time series regression Biometrika, 335-346 Ross, S (1976) The arbitrage theory of capital asset pricing Journal of Economic Theory, 34-369 Shin, C., & Tai, S (1999) Cointegration and causality between mcroeconomic variables and stock market returns Global Finance Journal, 71-81 78