Nghiên cứu này nhằm đo lường mối quan hệ của 4 yếu tố kinh tế vĩ mô (chỉ số giá tiêu dùng - tỷ lệ lạm phát, tỷ giá đồng / USD, tổng tiền tệ M2, giá vàng trong nước, biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam - thông qua chỉ số giá chứng khoán Việt Nam). Kết quả cho thấy, về lâu dài, có một mối quan hệ tích cực giữa Chỉ số VN và Chỉ số tiền tệ M2 và giá vàng trong nước, và mối quan hệ tiêu cực với lạm phát; trong khi không có mối quan hệ giữa tỷ giá tiền tệ và chỉ số giá cổ phiếu. Trong ngắn hạn, chỉ số giá cổ phiếu hiện tại có cùng hướng với tháng trước và ngược lại với tỷ giá tiền tệ. Tốc độ điều chỉnh ước tính cho thấy thị trường chứng khoán Việt Nam ở trạng thái cân bằng trong dài hạn diễn ra chậm (mất khoảng 8 tháng) để đạt được trạng thái dài hạn.
Journal of Thu Dau Mot University, No (12) – 2013 QUAN HỆ GIỮA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ VÀ BIẾN ĐỘNG THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN – BẰNG CHỨNG NGHIÊN CỨU TỪ THỊ TRƯỜNG VIỆT NAM Nguyễn Văn Điệp Trường Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh TÓM TẮT Nghiên cứu nhằm đo lường mối quan hệ bốn yếu tố kinh tế vó mô (chỉ số giá tiêu dùng - mức độ lạm phát, tỷ giá hối đoái VND/USD, cung tiền M2, giá vàng nước đến mức độ biến động thò trường chứng khoán Việt Nam - thông qua số giá chứng khoán VN-Index) Kết nghiên cứu cho thấy dài hạn, số giá chứng khoán VN-Index với cung tiền M2 giá vàng nước có mối quan hệ tích cực, với lạm phát có mối quan hệ tiêu cực; tỷ giá hối đoái số giá chứng khoán mối liên hệ Trong ngắn hạn, số giá chứng khoán có mối quan hệ chiều với số giá chứng khoán tháng trước quan hệ ngược chiều với tỷ giá hối đoái Tốc độ điều chỉnh dự kiến rằng, thò trường chứng khoán Việt Nam hội tụ đến trạng thái cân dài hạn chậm (mất khoảng tháng) để đạt đến trạng thái cân dài hạn Từ khóa: số giá chứng khoán, yếu tố kinh tế vó mô, biến động * Cơ sở lí thuyết thấy kinh tế nóng, báo hiệu tăng trưởng bền vững, thò trường chứng khoán nhiệt kế đo sức khỏe kinh tế 1.1 Chỉ số giá chứng khoán Chỉ số giá chứng khoáng báo cổ phiếu phản ánh xu hướng phát triển thò trường cổ phiếu, thể xu hướng thay đổi giá cổ phiếu tình hình giao dòch thò trường Chỉ số giá chứng khoán đươc theo dõi chặt chẽ nhà kinh tê hoc quan tâm có mối liên quan mật thiết đến tình hình kinh tế, trò, xã hội quốc gia giới Khi lạm phát tăng cao, tiền giá, người dân không muốn giữ tiền mặt gửi tiền ngân hàng mà chuyển sang nắm giữ vàng, bất động sản, ngoại tệ mạnh , khiến lượng vốn nhàn rỗi đáng kể xã hội nằm im dạng tài sản chết Thiếu vốn đầu tư, không tích lũy để mở rộng sản xuất, tăng trưởng 1.2 Tác động lạm phát đến số giá chứng khoán doanh nghiệp nói riêng kinh tế nói chung chậm lại Lạm phát tăng cao ảnh hưởng trực tiếp tới doanh Lạm phát giá chứng khoán có mối liên hệ nghòch chiều, lẽ xu hướng lạm phát xác đònh tính chất tăng trưởng Lạm phát tăng cao dấu hiệu cho nghiệp: dù hoạt động kinh doanh có lãi, chia cổ tức mức cao tỷ lệ cổ tức 42 Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số (12) – 2013 Mougoue (1996) cho thấy giá đồng tiền lại tác động nghòch ngắn hạn dài hạn giá chứng khoán Mặt khác, có nghiên cứu khẳng đònh tỷ giá quan hệ với giá chứng khoán: Abdalla Murinde (1997) xem xét giá chứng khoán tương tác với tỉ giá hối đoái kết luận tỉ giá hối đoái làm cho giá chứng khoán thay đổi Ấn Độ, Pakistan Hàn Quốc Tuy nhiên, nghiên cứu không tìm thấy mối liên hệ giá chứng khoán tỷ giá hối đoái Philippines khó gọi hấp dẫn lạm phát cao Điều khiến đầu tư chứng khoán không kênh sinh lợi Leeb Conrad (1996) thống kê tỉ lệ lạm phát, tỉ lệ tăng trưởng thò trường chứng khoán Mỹ giai đoạn từ năm 1929 đến năm 1981 nêu mối liên hệ: “Lạm phát tăng cao kẻ thù thò trường cổ phiếu” Kết hoàn toàn phù hợp với chứng nghiên cứu thực nghiệm Gan, Lee Zhang (2006); Jiranyakul (2009) 1.3 Tác động cung tiền đến số giá chứng khoán Như vậy, ảnh hưởng tỷ giá đến số giá chứng khoán câu hỏi thực nghiệm, nghiên cứu thực nghiệm thò trường khác cho kết khác (có mối quan hệ Nghiên cứu Friedman Schwartz (1963) đưa lời giải thích mối quan hệ lượng cung tiền giá chứng khoán, theo gia tăng cung tiền làm gia tăng khoản tín dụng cho nhà đầu tư cổ phiếu dẫn đến giá chứng khoán cao Jiranyakul (2009) chứng minh cú sốc cung tiền tích cực dẫn đến gia tăng giá cổ phiếu Họ cho thay đổi cung tiền cung cấp thông tin cho nhu cầu tiền Nếu cung tiền tăng, có nghóa nhu cầu tiền tệ tăng, dẫn đến tín hiệu tăng cho hoạt động kinh tế Hoạt động kinh tế cao có nghóa dòng tiền cao, dẫn đến giá chứng chứng khoán tăng, nghóa cung tiền tăng lên dẫn đến tăng trưởng phát triển ổn đònh cho thò trường chứng khoán chiều, ngược chiều hay chí mối liên hệ ràng buộc số giá chứng khoán tỷ giá) 1.5 Tác động giá vàng đến số giá chứng khoán Vàng khác với tài sản khác tiềm vàng tính khoản cao phản ứng với thay 1.4 Tác động tỷ giá hối đoái đến số giá chứng khoán đổi giá Sự biến động giá vàng ảnh hưởng đến phần lớn kinh tế giới có thò trường chứng khoán Các nhà đầu tư có thói quen sử dụng chiến lược quản trò rủi ro đơn giản đa dạng hóa danh mục đầu tư họ hàng hóa có đầu tư vàng dầu hai khoản đầu tư thường có mối quan hệ nghòch đảo với xu hùng số giá chứng khoán Gan cộng (2006), Narayan P.K Narayan S (2010) cho thấy mối quan hệ tỉ giá hối đoái giá chứng khoán đồng biến Nhưng nghiên cứu Ajayi Khi giá vàng tăng có nghóa thò trường “hoảng loạn” từ làm giảm niềm tin nhà đầu tư Các nhà đầu tư thường đầu tư vàng, trực tiếp 43 Journal of Thu Dau Mot University, No (12) – 2013 Dữ liệu phương pháp nghiên cứu gián tiếp để phòng ngừa rủi ro Garefalakis cộng (2011) cho thấy: giá vàng ảnh hưởng tiêu cực lợi nhuận đầu tư thò trường chứng khoán Hồng Kông 2.1 Dữ liệu nghiên cứu Với tổng số yếu tố kinh tế vó mô số VN-Index sử dụng phân 1.6 Thò trường chứng khoán Việt Nam tích Đònh nghóa biến số mô tả Thò trường vốn Việt Nam phát triển 10 năm, khoảng thời gian ngắn so với thò trường chứng khoán giới bảng Bảng 1: Mô tả biến số kinh tế vó mô Tên yếu tố vĩ mơ Chỉ Ngày 28/7/2000, Trung tâm giao dòch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (nay Sở Giao dòch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh ‟ HOSE) thực phiên giao dòch Ở thời điểm lúc giờ, số VN-Index mở mốc 100 điểm với hai cổ phiếu (REE SAM có số vốn 270 tỉ đồng) số trái phiếu Chính phủ niêm yeát số VN-Index cửa ngày cuối tháng (VNI) Lạm phát (CPI) Tỷ Định nghĩa Chỉ số VN-Index số đóng giá Chỉ số giá tiêu dùng (hàng tháng) đoái hối Tỷ giá hối đoái tỷ giá VND/USD (EX) ngày cuối tháng Cung tiền (M2) Lượng cung tiền chọn cung tiền M2 Giá vàng nước (DGP) Giá vàng nước giá vàng (giá bán) ngày cuối tháng Các biến số kinh tế vó mô thống kê thường xuyên từ 1/2004 đến 12/2011 thông qua số liệu thống kê tài (IFS) Q tiền tệ quốc tế ngoại trừ số VN-Index, giá vàng nước, liệu thu thập từ Sở giao dòch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HoSE) báo cáo thường niên Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Lí lựa chọn liệu hàng tháng hầu hết biến số kinh tế vó mô Việt Nam thu thập hàng tháng Trung tâm Giao dòch chứng khoán Hà Nội (nay Sở Giao dòch chứng khoán Hà Nội (HNX) thức hoạt động từ ngày 8/3/2005 Khác với Sở Giao dòch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (vốn nơi niêm yết giao dòch chứng khoán công ty lớn), Sở Giao dòch chứng khoán Hà Nội “sân chơi” cho doanh nghiệp nhỏ vừa thể qua số cổ phiếu HNX-Index Những biến sử dụng dạng logarith tự nhiên (LVNI, LCPI, LEX, LM2 LDGP) Việc chuyển đổi liệu gốc sang Logarith cho biến nhằm làm giảm bớt độ phân tán cao có số quan sát có giá trò bất thường liệu gốc việc dùng liệu dạng Logarith để thuận lợi việc nhận dạng phân tích liệu Bên cạnh số VN-Index HOSE HNX-Index HNX, thò trường chứng khoán Việt Nam có thêm số dành riêng cho thò trường giao dòch công ty đại chúng chưa niêm yết (thò trường UPCoM) Đến hết năm 2011 có 306 công ty niêm yết cổ phiếu HOSE 393 công ty niêm yết cổ phiếu HNX Cũng đến hết năm 2011, cổ phiếu 699 công ty niêm yết giao dòch với tổng giá trò vốn hóa 535,673 tỉ đồng 2.2 Phương pháp nghiên cứu Phương pháp sử dụng nghiên cứu đònh lượng Với liệu chuỗi thời gian theo tháng (từ tháng năm 2004 đến tháng 12 năm 2011) nên ta có tất 96 quan sát 44 Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số (12) – 2013 cho biến nghiên cứu Trên sở liệu chuỗi thời gian, nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm đònh DF bổ sung ADF Bảng 2: Kết kiểm đònh nghiệm đơn vò Kiểm định nghiệm đơn vị Biến số kinh tế (Augemented Dickey-Fuller test) để xác đònh tính dừng, kiểm đònh đồng tích hợp (Cointegrated Test) phương pháp Johansen Juselius để xem xét có tồn mối quan hệ dài hạn biến vĩ mơ Mức ý nghĩa Sai phân bậc LVNI -1.840462 -6.787059* LCPI 0.812467 -5.249319* LEX 1.106457 -10.03810* LM2 -1.723396 -7.764643* LDGP 0.389024 -9.058656* Ghi chú: * có ý nghóa mức 5% nghiên cứu Khi chuỗi liệu không dừng (non-stationary) tồn mối 3.2 Kiểm đònh đồng tích hợp Kết bảng bảng cho quan hệ đồng tích hợp phương pháp hồi qui đồng tích hợp (cointegration regression) kó thuật bình phương bé hiệu chỉnh hoàn toàn (Fully Modified Least Squares ‟ FMOLS) áp dụng để xác thấy kiểm đònh trận (trace) kiểm đònh giá trò riêng cực đại ma trận (Maxeigenvalue) khẳng đònh tồn véctơ đồng tích hợp mức ý nghóa 5% Điều chứng minh có mối quan đònh mối quan hệ dài hạn; kiểm đònh nhân Granger (Granger-Causality Test) để xác đònh mức độ ảnh hưởng biến ngắn hạn; mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Model ‟ hệ dài hạn mạnh (đồng tích hợp) biến nghiên cứu Bảng 3: Kết kiểm đònh đồng tích kiểm đònh vết ma trận ECM) giúp theo dõi trình điều chỉnh thò trường chứng khoán Việt Nam từ Giả Giá trị riêng Giá trị Giá trị tới thiết ma trận thống kê hạn H0 Eigenvalue vết ma α = 5% Prob trạng thái ngắn hạn hướng tới cân dài hạn R = 0* 0.322117 73.66707 69.81889 0.0239 Kết nghiên cứu R≤1 0.189498 38.67677 47.85613 0.2733 3.1 Kiểm đònh nghiệm đơn vò bậc tích hợp R≤2 0.138486 19.76762 29.79707 0.4387 R≤3 0.048844 6.351880 15.49471 0.6539 Phương pháp kiểm đònh ADF sử dụng để tìm trình trạng tồn nghiệm đơn vò (a unit root test) tất liệu biến Từ kết kiểm đònh bảng cho thấy, chuỗi liệu ban đầu (ở mức level) không dừng (hay có nghiệm đơn vò) Với mức ý nghóa 5%, chuỗi liệu biến dừng mức sai phân bậc Bậc tích hợp tất biến hay I(1) R≤4 0.020291 1.844940 3.841466 0.1744 Ghi chú: * Biểu thò bác bỏ giả thiết H0 mức giá trò 0.05 Bảng 4: Kết kiểm đònh đồng tích hợp kiểm đònh giá trò riêng cực đại trận Trace Giả Giá trị riêng Giá trị riêng Giá trị tới thiết ma trận cực đại ma trận Prob hạn α = 5% H0 Eigenvalue R = 0* 0.322117 34.99030 33.87687 0.0367 R≤1 0.189498 18.90915 27.58434 0.4215 R≤2 0.138486 13.41574 21.13162 0.4147 R≤3 0.048844 4.506940 14.26460 0.8023 R≤4 0.020291 1.844940 3.841466 0.1744 Max-Eigen Bước kiểm đònh đồng tích hợp Johansen để xác đònh biến có mối quan hệ đồng tích hợp sở cho việc xác lập mối quan hệ dài hạn Ghi chú: * Biểu thò bác bỏ giả thiết H0 mức giá trò 0.05 45 Journal of Thu Dau Mot University, No (12) – 2013 3.3 Lựa chọn độ trễ tối ưu Độ trễ tối ưu xác đònh dựa vào kết Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình thực cách ứng dụng mô hình VAR cho chuỗi liệu ban đầu biến với độ trễ tối đa Mô hình VAR tự động lựa chọn độ trễ tối ưu dựa tiêu chuẩn thông tin: Akaike (Akaike Information Criterion - AIC), Schwarz (Schwarz information criterion - SC), HannanQuinn (Hannan-Quinn information criterion ‟ HQ) để lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình phù hợp với nhiều tiêu chuẩn Bảng 5: Kết lựa chọn độ trễ tối ưu biến quan sát dài hạn dao động theo quan hệ cung cầu có xu hướng Tiêu chuẩn thông tin Schwarz tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn đề nghò lựa chọn độ trễ tối đa mô hình 1, tức giá trò biến chòu tác động giá trò biến trễ theo tháng tháng trước 3.4 Mô hình hồi qui đồng tích hợp Nghiên cứu mối quan hệ dài hạn biến nhằm mục đích cho thấy Tiêu chuẩn Tiêu chuẩn thông tin thông tin thông tin Akaike Schwarz Hannan-Quinn -7.221885 -7.083926 -7.166227 -22.93106 -22.10330* -22.59711* saùt dài hạn thấy biến có xu hướng biến động hay không loại bỏ -23.15035* -21.63280 -22.53811 tác nhân tức thời, ngẫu nhiên ngắn -23.00945 -20.80210 -22.11892 hạn, biến thiên ngắn hạn -22.82806 -19.93091 -21.65924 Với kết ước lượng FMOLS, chúng -22.63360 -19.04666 -21.18649 ta có mô hình ảnh hưởng LCPI, LEX, Độ trễ (Lags) Tiêu chuẩn xoay quanh giá trò thực Khi quan Ghi chú: * độ trễ lựa chọn theo tiêu chuẩn LM2 LDGP lên LVNI dài hạn Bảng 6: Kết ước lượng mô hình hồi qui đồng tích hợp LVNI = 43.82618 – 6.947153LCPI – 1.954762LEX + 2.046576LM2 + 1.539681LDGP [2.594126]** [-5.964091]* [-1.183758] [3.802972]* [2.264343]** (1) Ghi chú: * có ý nghóa mức 1%; ** có ý nghóa mức 5% Nghiên cứu sử dụng giá trò p-value để số giá chứng khoán giảm khoảng 6,95% kiểm đònh xem biến độc lập có thực ảnh hưởng đến biến phụ thuộc dài Điều phản ánh thực trạng thò hạn hay không Với kết cho thấy gian qua, lạm phát tăng cao làm cho hệ số biến LCPI, LM2 LDGP đồng tiền giá tạo xu hướng người có ý nghóa thống kê loại bỏ biến LEX dân hạn chế nắm tiền mặt hạn Từ kết mô hình hồi qui đồng tích hợp, chế gửi tiền vào tổ chức tín dụng (lãi ta thấy: suất tiền gửi ngân hàng thấp tỉ trường chứng khoán Việt Nam thời lệ lạm phát) mà chuyển sang đầu tư vào ‟ Lạm phát (LCPI): hệ số hồi qui tài sản mang tính an toàn cao đầu biến lạm phát âm cho thấy kết phù tư bất động sản, đầu tư vào ngoại tệ mạnh hợp với giả thuyết nghiên cứu Cụ thể ta hay nắm giữ vàng… Ngoài ra, lạm phát tăng thấy thay đổi số giá chứng khoán cao kéo theo lãi suất tiền gửi ngân hàng với lạm phát tương đối cao (6.947153), tăng dẫn đến nhà đầu tư chứng khoán nghóa lạm phát tăng 1% làm cho 46 Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số (12) – 2013 mong muoán tỉ suất lợi nhuận yêu cầu dụng vàng làm đồ trang sức ăn sâu vào mô hình đònh giá chứng khoán phải lối sống người Việt Nam, khiến cho cầu cao hơn; tức chấp nhận mua giá vàng tăng theo tốc độ tăng trưởng kinh tế chứng khoán giảm bớt khả tích lũy người dân Như vậy, vàng một tài sản ‟ Lượng cung tiền (LM2) có quan hệ danh mục đầu tư nhà đầu tư với chiều với số chứng khoán dài loại tài sản khác biến động hạn, lượng cung tiền M2 tăng 1% dẫn đến hướng với số giá chứng khoán kết số giá chứng khoán tăng lên khoảng khác biệt so với kết thực 2,05% (hệ số hồi qui biến cung tiền nghiệm nghiên cứu nước khác dương cho thấy kết phù hợp với giả nét riêng phong tục, đặc thù thuyết nghiên cứu) M2 gia tăng thể kinh tế, chế độ trò Việt Nam… mở rộng sách tiền tệ nên nguồn cung tiền thò trường gia ‟ Kết ước lượng cho thấy, yếu tăng Cả doanh nghiệp nhà đầu tư có tố tỉ giá ảnh hưởng đến số giá nhiều hội tiếp cận vốn Doanh nghiệp dễ chứng khoán thò trường chứng khoán dàng vay vốn để mở rộng hoạt động kinh Việt Nam doanh nên khả tăng thu nhập Trong dài hạn yếu tố lạm phát có mối tăng lên Nhà đầu tư có thêm nguồn vốn để quan hệ ngược chiều đến số chứng đầu tư nên cầu chứng khoán tăng khoán Việt Nam (xấp xỉ 6,95%) với mức Mặt khác, lượng cung tiền M2 tăng động mạnh nhất, yếu tố lượng hàm ý lãi suất thò trường tiền tệ cung tiền M2 (xấp xỉ 2,05%) Giá vàng giảm theo nguyên tắc bình thông nước có ảnh hưởng nhỏ (xấp xỉ thò trường tiền tệ thò trường 1,54%) Hai yếu tố cung tiền M2 giá vốn lượng tiền nhàn rỗi dòch chuyển từ vàng nước có mối quan hệ chiều thò trường tiền tệ sang thò trường chứng khoán để hưởng mức sinh lời cao lên số giá chứng khoán 3.5 Mô hình hiệu chỉnh sai số ‟ Giá vàng nước (LDGP): mức ý Mối quan hệ ngắn hạn mô nghóa thống kê 5%, hệ số hồi qui biến giá vàng nước có ảnh hưởng dương đến hình xét đến tính chất thời thời điểm nghiên cứu xem xét đến độ số giá chứng khoán Kết dài biến động số giá chứng khoán qua hạn, tác động biên giá vàng nước mô hình lại khác so với giả thuyết tháng (biến thiên theo tháng) chòu ảnh hưởng biến thiên yếu tố nghiên cứu Khi giá vàng nước tăng kinh tế vó mô (biến độc lập) 1% số giá chứng khoán tăng lên thân biến số giá chứng khoán khoảng 1,54% Ta biết nước châu Á Sau xác đònh kết có tồn có Việt Nam có thói quen xem đồng tích hợp biến nghiên vàng tài sản, nguồn vốn dự trữ cứu ECM áp dụng để xem xét mối sử dụng vàng phần lớn quan hệ ngắn hạn biến giao dòch mua bán bất động sản sử LVNI, LCPI, LEX, LM2 LDGP 47 Journal of Thu Dau Mot University, No (12) – 2013 Do sai phân bậc biến chuỗi Biến thiên tỉ giá hối đoái tăng 1% dừng có độ trễ tháng tác động biến thiên số giá chứng khoán nên nghiên cứu sử dụng kó thuật OLS, thêm phần dư có độ trễ t-1 đưa giảm khoảng 1,63% vào mô hình nhằm bảo đảm quan hệ thấy biến động thò trường chứng khoán yếu tố tỉ giá gây Tỉ giá biến động theo hướng đồng Việt Nam giảm giá Kiểm đònh nhân Granger cho quan hệ dài hạn thỏa mãn Bảng 7: Kết ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số Biến số tạo hoài nghi sách Hệ số hồi Sai số quy chuẩn t C 0.003144 0.026941 0.116695 0.9074 ∆LVNIt-1 0.358497 0.098402 3.643169 0.0005* ∆LCPI -2.002082 1.521848 -1.315559 0.1919 nhà đầu tư nước lo ngại nhiều bất ổn kinh tế vó mô, khoản đầu tư trung dài hạn ∆LCPIt-1 0.368919 1.528964 0.241287 0.8099 Ở vò trí nhà đầu tư, họ phải tính ∆LEX -1.631143 0.939868 -1.735503 0.0864** ∆LEXt-1 0.644579 0.949628 0.678770 0.4992 ∆LM2 0.709442 0.671084 1.057159 0.2935 ∆LM2t-1 0.316420 0.669094 0.472909 0.6375 ∆LDGP -0.021967 0.259964 -0.084499 0.9329 ∆LDGPt-1 -0.231048 0.264443 -0.873715 0.3848 0.043121 -3.024689 0.0033* ECTt-1 -0.130426 Thống kê P-value ổn đònh tỉ giá Ngân hàng Nhà nước, đến thời điểm rút vốn khỏi Việt Nam để hoàn tất chu kì đầu tư Khi đó, VND bò giảm giá họ người chòu thiệt hại Ngoài ra, việc phá giá đồng nội tệ có áp lực lớn lên lạm phát, việc tăng tỉ giá làm gia tăng chi phí sản xuất Giá hàng hoá nhập xăng dầu, phân bón, dược phẩm tăng Ghi chú: * có ý nghóa mức 1%, ** có ý nghóa mức 10% Dựa vào bảng 7, hệ hồi qui số có ý nghóa thống kê mức 1% chọn LVNIt-1 ECTt-1; ∆LEX có ý nghóa thống kê mức 10% mạnh làm hầu hết hàng hoá đến tay người tiêu dùng bò tăng theo Chỉ số giá tiêu dùng gia tăng ‟ ECTt-1= ‟ 0.130426: có nghóa giá trò biến thiên số chứng khoán Trong ngắn hạn, kết nghiên cứu cho thấy mối quan hệ yếu tố kinh tế vó mô biến động số giá chứng khoán sau: (∆LVNI) bò khử khoảng 0,130426; mức chênh lệch biến thiên ngắ n hạn dài hạn Chúng ta thấy hệ số ước lượng ECT độ trễ t1 ngắn hạn có dấu âm có ý ‟ ∆LVNIt-1: với mức ý nghóa 1%, hệ số biến thiên tháng giao dòch trước số giá chứng khoán có mối quan hệ chiều với biến thiên số giá chứng khoán với mức độ tác động không lớn Biến thiên số giá chứng khoán tháng trước tăng 1% biến thiên số giá chứng khoán tăng khoảng 0,36% nghóa thống kê mức 1% Hệ số điều chỉnh cân ECT t-1 đảm bảo nghiên cứu có tồn quan hệ đồng tích hợp Đồng thời, hệ số ECTt-1 âm cho thấy điều chỉnh biến số giá chứng khoán hệ số điều chỉnh sai số Điều chứng tỏ cú sốc biến động ngắ n hạn làm ảnh hưởng đến thò trường chứng ‟ ∆LEX: mức ý nghóa 10%, biến thiên tỉ giá hối đoái có mối quan hệ ngược chiều với biến thiên số giá chứng khoán 48 Tạp chí Đại học Thủ Dầu Một, số (12) – 2013 khoán Việt Nam khoảng gầ n tháng để điều chỉnh ngắn hạn đạt điểm cân dài hạn số giá chứng khoán; tỉ giá hối đoái lại ảnh hưởng đến số giá chứng khoán Còn ngắn hạn, số giá chứng khoán có mối quan hệ với số giá chứng khoán tháng trước với tương quan chiều ngược chiều với tỉ giá hối đoái Kiểm đònh nhân Granger cho thấy tỉ giá hối đoái nguyên nhân gây biến động số giá chứng khoán Tốc độ điều chỉnh dự kiến rằng: thò trường chứng khoán Việt Nam hội tụ đến trạng thái cân dài hạn chậm (điều chỉnh khoảng 13,04% tháng để đạt đến cân dài hạn) Trong ngắ n hạn, số giá chứng khoán bò tác động xu hướng biến động số giá chứng khoán tháng giao dòch trước tỉ giá hối đoái 3.6 Kiểm đònh quan hệ nhân Granger Bảng mô tả mối quan hệ nhân số giá chứng khoán Việt Nam với yếu tố kinh tế vó mô độ trễ tháng Kết cho thấy: số giá chứng khoán Việt Nam có mối quan hệ nhân chiều với tỉ giá hối đoái mức ý nghóa 10% Trong trường hợp này, ta có biến thiên tỉ giá hối đoái nguyên nhân biến thiên ‟ Môi trường kinh tế vó mô ổn đònh lành mạnh điều kiện quan số giá chứng khoán trọng tiên để thò trường chứng khoán vận hành tốt Thò trường chứng Bảng 8: Kết kiểm đònh quan hệ nhân Granger Giả thiết H0 khoán nhanh chóng truyền cú sốc từ yếu tố kinh tế vó mô gây P-value ∆LCPI khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LVNI mức độ lạm phát, lượng cung tiền, 0.1597 khả sản xuất kinh tế, biến động giá vàng Vì thò trường chứng ∆LVNI khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LCPI 0.5063 khoán Việt Nam tương đối nhỏ so với thò ∆LEX khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LVNI trường nước có kinh tế phát 0.0789* ∆LVNI khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LEX triển nên dễ bò ảnh hưởng yếu 0.6086 tố kinh tế vó mô toàn cầu yếu tố ∆LM2 khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LVNI kinh tế vó mô đối tác thương mại Trong hướng nghiên cứu 0.2839 ∆LVNI khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LM2 0.3364 mở rộng cách xem xét thêm 0.8468 yếu tố vó mô khác Bên cạnh tìm hiểu thêm mô hình khác giúp giải 0.5738 thích biến động thò trường chứng khoán ∆LDGP khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LVNI ∆LVNI khơng có quan hệ nhân Granger với ∆LDGP Ghi chú: * có ý nghóa mức 10% tốt mô hình Fama-French, mô hình ba nhân tố Lu Zhang hay Kết luận nghiên cứu tâm lí đám đông để đo ‟ Trong dài hạn, lạm phát có mối quan hệ nghòch biến đến số giá chứng khoán, lượng cung tiền M2 giá vàng nước có mối quan hệ chiều với lường mức độ đám đông thò trường chứng khoán Việt Nam 49 Journal of Thu Dau Mot University, No (12) – 2013 THE RELATIONSHIP BETWEEN THE MACRO ECONOMIC FACTORS AND THE FLUCTUATION OF THE STOCK MARKET RESEARCH PROOFS FROM VIETNAM MARKET Nguyen Van Diep Ho Chi Minh City Open University ABSTRACT This research aims to measure the relationship of the macro economic factors (consumer price index – inflation rate, VND/ USD currency rate, monetary aggregate M2, domestic gold prices, the fluctuations of Vietnam stock market – through Vietnam stock price index) The result shows that in a long-term, there is a positive relationship between the VN-Index and the monetary aggregate M2 and the domestic gold prices, and a negative relationship with inflation; while there is no relationship between the currency rate and the stock price index In a short-term, the current stock price index has the same direction as that of the previous month and the opposite direction with the currency rate The estimated adjustment speed shows that Vietnam stock market in the balanced state in the long term takes place slowly (which takes about months) to reach the long-term status TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Abdalla, I.S.A and Murinde, V (1997), ‚Exchange rate and stock price interactions in emerging financial markets: evidence on India, Korea, Pakistan, and the Philippines‛, Applied Financial Economics, Vol.7, pp.25-35 [2] Ajayi, R.A and Mougoue, M (1996), ‚On the dynamic relation between stock prices and exchange rates‛, The Journal of Financial Research, No.19, pp.193-207 [3] Friedman, M and Schwartz, A.J (1963), ‚Money and business cycles‛, Review of Economics and Statistics, Vol.45(1), pp.32-64 [4] Gan, C., Lee, M., Young, H.W.A and Zhang, J (2006), ‚Macroeconomic variables and stock market interactions: new zealand evidence‛, Investment Management and Financial Innovations, Vol.3, Issue 4, pp.89-101 [5] Garefalakis, E.A., Dimitras, A., Koemtzopoulos, K., and Spinthiropoulos, K., (2011), ‚Determinant factors of Hong Kong stock market‛, International Research Journal ofFinance and Economics, Issue.62, pp.50-60 [6] Jiranyakul, K (2009), ‚Economic forces and the Thai stock market, 1993-2007‛, NIDA Economic Review, Vol.4, No.2, pp.1-12 [7] Narayan, K.P and Narayan, S (2010), ‚Modelling the impact of oil prices on Vietnam's stock prices‛, Applied energy, Vol.87, No.1, pp.356-361 [8] Sellin, Peter (2001), “Monetary Policy and the Stock Maket: Theory and Empirical Evidence”, Journal of Finance Surveys, Vol.15 (4), pp.491-541 [9] Leeb, S Conrad, R.S (1996), Xác đònh thời điểm mua bán cổ phiếu (Trần Tuấn Thạc dòch), NXB Thống kê [10] Nguyễn Minh Kiều Bùi Kim Yến (2009), Thò trường tài chính, NXB Thống kê [11] Nguyễn Thò Hòa (2011), Mối quan hệ giá vàng lạm phát Việt Nam, luận văn thạc só, Trường Đại học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh 50 ... dùng gia tăng ‟ ECTt-1= ‟ 0.130426: có nghóa giá trò biến thiên số chứng khoán Trong ngắn hạn, kết nghiên cứu cho thấy mối quan hệ yếu tố kinh tế vó mô biến động số giá chứng khoán sau: (∆LVNI)... tác động biến thiên số giá chứng khoán nên nghiên cứu sử dụng kó thuật OLS, thêm phần dư có độ trễ t-1 đưa giảm khoảng 1,63% vào mô hình nhằm bảo đảm quan hệ thấy biến động thò trường chứng khoán. .. yếu tố kinh tế vó mô số VN-Index sử dụng phân 1.6 Thò trường chứng khoán Việt Nam tích Đònh nghóa biến số mô tả Thò trường vốn Việt Nam phát triển 10 năm, khoảng thời gian ngắn so với thò trường