Chính vì lẽ đó, tác giả lựa chọn đề tài “Tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỉ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu luận văn thạc sĩ của mình
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH - - NGUYỄN THỊ THU HẰNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ LÊN TỈ SUẤT SINH LỢI CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THU HẰNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ LÊN TỈ SUẤT SINH LỢI CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài Chính Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS LÊ THỊ LANH TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế “Tác động nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỉ suất sinh lợi Thị trường chứng khốn Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng với hướng dẫn giảng viên theo phân công Những thông tin liệu Luận văn trích dẫn rõ ràng, đầy đủ nguồn gốc Các kết nghiên cứu Luận văn trung thực chưa công bố cơng trình khác Nguyễn Thị Thu Hằng ii LỜI CẢM ƠN Tôi xin chân thành cảm ơn Trường Đại Học Kinh Tế, Viện Đào Tạo Sau Đại Học, tồn thể q thầy giảng dạy tơi suốt thời gian tơi theo học Chương trình Đào tạo Thạc Sĩ trường Xin cảm ơn Cô PGS TS Lê Thị Lanh tận tình giúp đỡ, hướng dẫn tơi hồn thành Luận văn Nguyễn Thị Thu Hằng iii MỤC LỤC DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT v DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU vi TÓM TẮT 1 Giới thiệu: 1.1 Tính cấp thiết đề tài: 1.2 Vấn đề nghiên cứu: 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu: 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu: 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu: 1.4 Câu hỏi nghiên cứu mục tiêu nghiên cứu: Tổng quan kết nghiên cứu trước đây: Phương pháp liệu nghiên cứu: 12 3.1 Mơ hình nghiên cứu: 12 3.1.1 Cơ sở lựa chọn mơ hình nghiên cứu: 12 3.1.2 Mơ hình nghiên cứu đề xuất: 13 3.2 Phương pháp nghiên cứu: 17 3.3 Thu thập xử lý liệu: 18 3.3.1 Thu thập mô tả liệu: 18 3.3.2 Kiểm định tính dừng chuỗi liệu – kiểm định ADF lựa chọn độ trễ tối ưu: 25 Nội dung kết nghiên cứu: 29 4.1 Kiểm định đồng liên kết: 29 4.2 Ước lượng mơ hình VECM: 32 4.3 Các kiểm định độ thích hợp mơ hình: 39 4.3.1 Thực kiểm định Wald (kiểm định thừa biến): 39 4.3.2 Kiểm định phần dư (Residuals): 40 iv 4.4 Phân tích phân rã phương sai (Variance Decomposition) hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function): 41 4.4.1 Phân tích phân rã phương sai: 41 4.4.2 Hàm phản ứng đẩy: 43 Kết luận: 44 TÀI LIỆU THAM KHẢO 50 Phụ lục 1: Dữ liệu sử dụng nghiên cứu 54 v DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ADF Augmented Dickey – Phương pháp kiểm định tính dừng tác Fuller giả Dickey Fuller NHNN Ngân Hàng Nhà Nước TTCK Thị trường chứng khốn VECM Vector Error Mơ hình Vector sai số hiệu chỉnh Correction Model vi DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU, SƠ ĐỒ Tên bảng, biểu, sơ đồ Trang Sơ đồ 3.1: Mơ hình nghiên cứu đề xuất 13 Bảng 3.1: Mô tả biến nguồn thu thập 22 Bảng 3.2: Mô tả thống kê biến 24 Bảng 3.3: Lựa chọn độ trễ tối ưu 25 Bảng 3.4: Kết kiểm định tính dừng biến giá trị gốc 28 Bảng 3.5: Kết kiểm định tính dừng biến sai phân bậc 28 Bảng 4.1: Kết kiểm định đồng liên kết biến 31 Bảng 4.2: Kết mơ hình VECM 32 Bảng 4.3: Kết mơ hình hồi quy dài hạn từ kiểm định đồng liên kết 36 Bảng 4.4: Kết kiểm định Wald 39 Biểu đồ 4.1: Kết kiểm định Histogram – Normality test 40 Bảng 4.5: Kết kiểm định tương quan chuỗi 40 Bảng 4.6: Kết kiểm định tượng phương sai thay đổi 41 Bảng 4.7: Kết phân tích phân rã phương sai 41 Biểu đồ 4.2: Kết phân tích hàm phản ứng đẩy 43 TÓM TẮT Đề tài nhằm nghiên cứu tác động nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỉ suất sinh lợi Thị trường chứng khốn (TTCK) Việt Nam Thơng qua việc sử dụng thủ tục kiểm định đồng liên kết Johansen mô hình vector sai số hiệu chỉnh (VECM – Vector Error Correction Model), tác giả xem xét tác động ngắn hạn dài hạn Dữ liệu sử dụng cho nghiên cứu liệu thời gian theo tháng từ tháng năm 2008 đến tháng 12 năm 2012 Tập hợp biến kinh tế vĩ mô gồm lạm phát, lãi suất, tỉ giá, giá dầu thô giới cung tiền Kết nghiên cứu cho biết có tồn quan hệ đồng liên kết năm biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khoán TTCK Việt Nam Cụ thể, ngắn hạn, ngoại trừ biến tỉ giá, biến lạm phát, lãi suất, giá dầu thô giới cung tiền tác động có ý nghĩa thống kê đến tỉ suất sinh lợi TTCK Việt Nam Trong dài hạn, TTCK chịu ảnh hưởng tất biến kinh tế vĩ mơ mơ hình Cơ chế hiệu chỉnh sai số theo mơ hình VECM cho thấy khoảng 61.22% sai lệch thị trường ngắn hạn điều chỉnh trạng thái cân dài hạn tháng Giới thiệu: 1.1 Tính cấp thiết đề tài: Ngày nay, phát triển hội nhập nhanh chóng kinh tế quốc gia giới, cho thấy tăng trưởng kinh tế nhanh hay chậm suy thoái phụ thuộc nhiều vào sách cấu hệ thống tài quốc gia TTCK thị trường quan trọng kinh tế, đóng vai trị kênh huy động vốn hiệu Bất kỳ tác động đến TTCK tác động đến kinh tế theo chế khác Theo nhận định Maysami, Hamzah (2004) lý thuyết thị trường hiệu : Thị trường chứng khoán (thể qua giá chứng khoán), điều chỉnh nhanh theo thông tin tin cậy thị trường chứng khốn phản ánh tất thơng tin chứng khốn Lý thuyết thị trường hiệu nhấn mạnh, cụ thể dạng mạnh thị trường hiệu quả: giá chứng khoán hàm chứa cách hiệu tất thơng tin có sẵn liên quan đến sách thị trường nhà mơi giới chứng khốn ngành nghề tương ứng Trong chừng mực đó, mối quan hệ giá chứng khốn sách vĩ mơ sử dụng việc tạo nên sách kinh tế vĩ mô quốc gia Tỉ suất sinh lợi TTCK nỗ lực dự báo thành thị trường thu hút nhiều quan tâm nhà nghiên cứu học thuật, chuyên gia phân tích tài nhà làm sách Tương tự quốc gia khác giới, TTCK Việt Nam chịu tác động biến kinh tế vĩ mô, nhiên đặc thù thị trường non trẻ kinh tế có nét đặc trưng riêng nên mức độ ảnh hưởng biến vĩ mơ đến giá chứng khốn có khác biệt so với kết nghiên cứu quốc gia khác Chính lẽ đó, tác giả lựa chọn đề tài “Tác động nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỉ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu luận văn thạc sĩ với hy vọng kết nghiên cứu đóng góp vào kho tài liệu nghiên cứu TTCK Việt Nam để giúp cho người quan tâm đến đề tài có thêm nhận định sâu sắc cho định thị trường 1.2 Vấn đề nghiên cứu: 40 4.3.2 Kiểm định phần dư (Residuals): Kiểm định tính phân phối phần dư (kiểm định Histogram – Normality test): Biểu đồ 4.1: Kết kiểm định Histogram – Normality test Nguồn: Tính tốn tác giả sử dụng Eviews 6.0 Kết cho thấy P-value hệ số Jarque-Bera lớn 5% nên kết luận phần dư có phân phối chuẩn (Residual normally distributed) Đây dấu hiệu khả quan cho mơ hình ước lượng tốt Kiểm định Serial Correlation LM Test (tương quan biến): Bảng 4.5: Kết kiểm định tương quan chuỗi Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 0.733355 1.968658 Prob F(2,41) Prob Chi-Square(2) Nguồn: Tính tốn tác giả sử dụng Eviews 6.0 Giả thiết H0: khơng có tương quan chuỗi mơ hình 0.4865 0.3737 41 Với P-value Obs*R-squared 0.4865 > 5% => Chấp nhận H0 Hay mô hình khơng có tương quan chuỗi biến Kết cho thấy mơ hình phù hợp để phân tích Kiểm định Heteroskedasticity Test (kiểm định phương sai thay đổi – tác động ARCH): Bảng 4.6: Kết kiểm định tượng phương sai thay đổi Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic Obs*R-squared 0.965757 1.969781 Prob F(2,52) Prob Chi-Square(2) 0.3874 0.3735 Nguồn: Tính tốn tác giả sử dụng Eviews 6.0 H0: phần dư (residual) khơng có tượng phương sai thay đổi (khơng có tác động ARCH) Kết cho thấy p-value Obs*R-squared 0.3874 > 5% => Chấp nhận H0 Tức mơ hình khơng có tác động ARCH Đây biểu cho mô hình phù hợp 4.4 Phân tích phân rã phương sai (Variance Decomposition) hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function): 4.4.1 Phân tích phân rã phương sai: Bảng 4.7: Kết phân tích phân rã phương sai Period S.E 0.073690 0.106346 0.125119 0.137295 0.148076 0.158918 0.170588 0.183467 0.198020 Variance Decomposition of LNVNINDEX: LNVNINDEX LNCPI LNEXR LNIR 100.0000 85.21958 74.88257 65.82574 56.72855 49.54725 43.58162 38.03634 32.71789 0.000000 10.38318 14.17710 13.21615 12.28276 13.23428 16.95160 22.94169 30.37558 0.000000 2.122053 6.313057 11.51680 15.62738 17.63502 18.03464 17.26053 15.67095 0.000000 0.274066 0.225344 0.248415 1.125905 2.847121 4.834861 6.769538 8.317907 LNOP LNMONEY 0.000000 1.835029 2.366316 7.266704 12.48652 15.15735 15.15587 13.63810 11.71333 0.000000 0.166089 2.035616 1.926194 1.748886 1.578980 1.441411 1.353804 1.204340 42 10 11 12 0.214182 0.230574 0.245746 27.97577 24.25625 21.57604 37.75119 43.77743 48.20518 13.87997 12.35439 11.23096 9.196805 9.618174 9.842702 10.16212 9.101001 8.353124 1.034135 0.892752 0.791990 Nguồn: Tính tốn tác giả sử dụng Eviews 6.0 Kết phân tích phân rã phương sai với số kì 12 tháng cho thấy biến động số VN-index chủ yếu giải thích cú shock từ với mức độ giải thích giảm dần qua thời gian Đến khoảng tháng thứ mức độ giải thích thân VN-index cịn khoảng 50% Kết cho thấy tính chất TTCK Việt Nam chịu ảnh hưởng nặng nề từ tâm lý nhà đầu tư – chạy sau diễn biến thị trường khứ để định Sau VN-index biến lạm phát đóng góp vào giải thích biến động VNindex mức 13% sau tháng mức độ giải thích có xu hướng tăng dần theo thời gian Sau năm, mức độ tỉ trọng giải thích lạm phát thay đổi số chứng khốn chiếm đến 48% biến cịn lại không đáng kể Điều phần cho thấy tác động dài hạn lạm phát kí ức lạm phát cao kéo dài khứ người dân tác động mạnh đến TTCK Kế đến mức độ giải thích tỉ giá đến thay đổi VN-index Trong ngắn hạn, tỉ giá tác động khơng đáng kể đến giá chứng khốn Tuy nhiên, mức độ ảnh hưởng tăng dần sau khoảng tháng kể từ cú shock tỉ giá đến VN-index tỉ trọng giải thích chiếm 18% sau giảm dần Tương tự tỉ giá, mức độ giải thích từ cú shock giá dầu chiếm tỉ trọng khoảng 15% tháng thứ giảm dần sau Các cú shock từ lãi suất cung tiền dường đóng góp không đáng kể vào biến động số chứng khốn Trong đó, lãi suất khơng ảnh hưởng đến VN-index khoảng thời gian tháng kể từ cú shock lãi suất Mức ảnh hưởng tăng dần đạt 9% sau khoảng thời gian năm, chứng tỏ lãi suất ảnh hưởng đến giá chứng khoán dài hạn nhiều ngắn hạn Kết tương đồng với phân tích hệ số tương quan từ mơ hình VECM kiểm định đồng liên 43 kết phần Mức độ giải thích cung tiền từ cú shock đến VN-index nhỏ biến vĩ mô xét Trong khoảng tháng đầu, cung tiền khơng giải thích cho biến động giá chứng khốn Kể từ tháng thứ 3, mức độ giải thích tăng lên 1-2% thấp so với biến khác dần triệt tiêu sau gần năm kể từ cú shock cung tiền Như vậy, để tác động đến số chứng khoán theo chiều hướng mong muốn sách quốc gia cần trọng kiểm soát lạm phát, tỉ giá giá dầu ba biến có tỉ trọng đóng góp giải thích biến động số chứng khoán nhiều 4.4.2 Hàm phản ứng đẩy: Biểu đồ 4.2: Kết phân tích hàm phản ứng đẩy Nguồn: Tính tốn tác giả sử dụng Eviews 6.0 Phân tích hàm phản ứng đẩy VN-index với biến vĩ mô cho thấy kết phù hợp với phân tích phân rã phương sai phần Trong đó, số VN-index phản ứng ngược chiều với biến động lạm phát ngắn hạn dài hạn với mức độ tăng dần theo thời gian kéo dài thể tính dai 44 dẳng tác động lạm phát Đối với tỉ giá, hàm phản ứng đẩy cho thấy phản ứng tích cực VN-index với biến động từ cú shock tỉ giá Phản ứng không tức thời mà thể rõ từ tháng thứ đến tháng thứ sau giảm dần trì mức khác tương đối Phản ứng VN-index cú shock lãi suất đáng kể từ tháng thứ trở với mức độ giảm dần sau năm Riêng cú shock từ giá dầu ảnh hưởng mạnh đến số chứng khoán từ tháng thứ đến tháng thứ 7, sau giảm dần Các cú shock từ cung tiền không gây phản ứng đáng kể đến số chứng khoán Tác động mạnh xảy tháng thứ 3, sau giảm dần Tóm lại, số VN-index phản ứng mạnh chủ yếu với cú shock từ lạm phát, lãi suất giá dầu thô Kết luận: Đề tài nhằm tìm mối liên hệ tỉ suất sinh lợi TTCK Việt Nam biến kinh tế vĩ mơ Tác giả sử dụng kĩ thuật phân tích đồng liên kết Johansen mơ hình vector sai số hiệu chỉnh (VECM) để phân tích tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc ngắn hạn lẫn dài hạn Mẫu nghiên cứu bao gồm 60 quan sát tập hợp liệu biến hàng tháng từ tháng năm 2008 đến tháng 12 năm 2012 Các biến kinh tế vĩ mô sử dụng nghiên cứu gồm lạm phát (được dại diện số CPI), tỉ giá (đại diện tỉ giá VND/USD), lãi suất (đại diện lãi suất cho vay trung bình ngân hàng), giá dầu thơ giới (đại diện giá dầu thô WTI) cung tiền (sử dụng giá trị cung tiền M2); biến phụ thuộc đại diện cho tỉ suất sinh lợi TTCK Việt Nam số VN-Index Kết nghiên cứu tìm thấy sau: 45 Trong ngắn hạn, tác động chiều thân thị trường độ trễ thời kì TTCK Việt Nam chịu tác động có ý nghĩa thống kê lạm phát lãi suất, giá dầu thô giới cung tiền thị trường Trong hệ số tương quan lạm phát (ở độ trễ thời kì) mang dấu âm (-3.554605) lãi suất (độ trễ thời kì) lại có tác động chiều (0.537413) đến số TTCK Lãi suất kì vọng tác động ngược chiều lên thị trường nhiên kết trái ngược với dự đoán ban đầu tác giả đưa lãi suất cho vay sử dụng nghiên cứu chưa đại diện cao cho lãi suất phi rủi ro hay chi phí hội việc nắm giữ cổ phiếu nhà đầu tư Giá dầu (độ trễ thời kì) lại thể mối tương quan phù hợp với giả thiết ban đầu kết đa số nghiên cứu trước với hệ số tương quan âm (-0.46708) Hệ số tương quan biến cung tiền (độ trễ thời kì) cho thấy mối tương quan âm với số chứng khoán (-1.622352) giả thuyết ban đầu đưa cung tiền tác động tích cực đến giá chứng khoán Sự mâu thuẫn liên quan đến lạm phát kì vọng cung tiền tăng, kéo theo giảm giá chứng khoán Đồng thời, cung tiền tăng làm giảm lãi suất nước, giảm tính hấp dẫn thị trường nước nước Giá trị phần dư (residual value) mơ hình VECM -0.612253, 61.23% sai lệch thị trường ngắn hạn điều chỉnh trạng thái cân dài hạn tháng Như vậy, thị trường thời gian tháng để trở trạng thái cân bị chệch cú shock từ biến vĩ mô R điều chỉnh 0.441070, cho thấy 44% thay đổi số VN-index giải thích biến độc lập mơ hình 46 Trong dài hạn, VN-index chịu tác động biến CPI, EXR, IR, OP MONEY với hệ số co giãn 3.101197, -3.098624, 0.485549, 0.445868 -0.527209 Như vậy, chiều hướng tác động biến lạm phát ngắn hạn dài hạn có khác biệt: ngắn hạn có tương quan âm, dài hạn có tương quan dương Tức trong dài hạn, nhà đầu tư bù đắp giá trị đầu tư lạm phát tăng lên Tỉ giá VN-index có tương quan âm dài hạn (-3.098624) kết nghiên cứu cho thấy khơng có tương quan tỉ giá giá chứng khoán ngắn hạn Lãi suất ngắn hạn dài hạn tương quan dương số chứng khoán với hệ số tương quan dài hạn cao thấp so với ngắn hạn (0.4855 so với 0.5374) Kết khơng kì vọng đặt giả thiết ban đầu mối tương quan âm lãi suất số chứng khoán Đối với biến giá dầu thô, dấu tương quan dài hạn ngắn hạn phù hợp với giả thiết ban đầu: giá dầu tác động ngược chiều đến giá chứng khoán Mức độ tác động dài hạn yếu so với ngắn hạn (0.445868 so với -0.467081) Giống giá dầu, cung tiền tác động ngược chiều đến giá chứng khoán ngắn hạn dài hạn giả thuyết kì vọng mối tương quan dương Bên cạnh đó, kết phân tích hàm phản ứng đẩy phân rã phương sai cho thấy lạm phát có ảnh hưởng mạnh đến số chứng khốn tăng dần theo thời gian Trong ngắn hạn, tỉ giá khơng tác động đến giá chứng khốn 47 dài hạn mức độ đóng góp giải thích biến động VN-index tỉ giá cao, sau lạm phát Kế đến giá dầu lãi suất với tác động lãi suất tăng dần tác động giá dầu tăng khoảng năm sau giảm dần Dựa vào kết nghiên cứu, tác giả đề cập đến số kiến nghị thị trường Việt Nam sau: để tác động đến số chứng khoán, sách Nhà nước nên nhằm vào nhân tố có mức đóng góp cao việc giải thích biến động số chứng khoán Cụ thể sách tiền tệ gắn với mục tiêu kiềm chế lạm phát trì mức lạm phát hợp lý để kích thích kinh tế đồng thời khơng để mức lạm phát vượt cao hai số tác động dai dẳng lạm phát kí ức nhà đầu tư số lạm phát cao khứ kì vọng lạm phát cao tác động tiêu cực đến TTCK Hiện tại, 10 tháng đầu năm 2013, lạm phát Việt Nam kiểm sốt mức 6.7% có khả đạt mục tiêu lạm phát hai số cho năm 2013 Đây động lực cho doanh nghiệp mạnh dạn đầu tư, sản xuất nhà đầu tư giảm bớt lo ngại giảm giá trị đầu tư lạm phát cao Phản ứng TTCK với lạm phát có độ trễ định sách quản lý thị trường cần có thời gian để phát huy tác dụng Đối với tỉ giá, phản ứng thị trường rõ rệt kể từ tháng Việc ổn định tỉ giá, khơng phá giá nội tệ tác động tích cực đến giá chứng khoán với độ trễ định Nếu cú shock tăng tỉ giá kéo theo phản ứng tiêu cực TTCK sau khoảng tháng sau Lãi suất chủ yếu tác động đến thị trường dài hạn Tuy nhiên, phản ứng VN-index cú shock từ lãi suất nhạy (khoảng tháng sau đó), đó, sử dụng cơng cụ sách tiền tệ lãi suất tác động đến thị trường nhanh với mức độ không cao lạm phát Các thay đổi cung tiền không tác động đáng kể đến thị trường 48 sách liên quan đến cung tiền không phát huy tác dụng mạnh TTCK, ngoại trừ cung tiền tác động đến biến khác kinh tế tác động gián tiếp đến thị trường Tương tự, thị trường phản ứng mạnh với giá dầu khoảng 4-7 tháng sau cú shock Vì vậy, điều chỉnh giá dầu nào, dự đốn sau TTCK phản ứng để đề sách đối phó thích hợp Tác động nhân tố kinh tế vĩ mơ lên TTCK cịn thu hút nhiều nhà nghiên cứu tương lai, đặc biệt quốc gia phát triển với TTCK non trẻ, khả sinh lợi cao chứa đựng nhiều rủi ro Các nhà đầu tư tham khảo nghiên cứu tài liệu bổ trợ cho việc nghiên cứu TTCK để đưa định thị trường có đáng để đầu tư hay không Đối với nhà làm sách, nghiên cứu phần đem lại nhận thức sâu việc tạo lập thực sách kinh tế vĩ mơ góp phần ổn định thị trường tài Bên cạnh đó, việc cải cách lĩnh vực tài quy định, thể chế quan quản lý thị trường đóng vai trị quan trọng khơng Bất kì nghiên cứu nào, bên cạnh thành tựu đạt tồn hạn chế định làm tiền đề cho nghiên cứu sau Đối với nghiên cứu này, tác giả xin trình bày hạn chế sau: Thứ nhất, giai đoạn nghiên cứu ngắn với số biến quan sát chưa đủ nhiều (60 quan sát từ tháng năm 2008 đến tháng 12 năm 2012) Điều làm ảnh hưởng đến độ tin cậy mơ hình Thứ hai, thiếu nguồn liệu phù hợp nên kết nghiên cứu chưa phản ánh tốt phản ứng thị trường Cụ thể, việc sử dụng lãi suất cho 49 vay trung bình ngân hàng hàng tháng đại diện cho biến lãi suất chưa hợp lý Nếu có đầy đủ nguồn liệu lãi suất hoạt động thị trường mở đại diện tốt cho mức lãi suất tác động lên TTCK tính chất gần gũi lãi suất thị trường ban hành tổ chức tài thị trường tài Việt Nam Thứ ba, tập hợp biến mơ hình nghiên cứu tác giả phong phú khó bao hàm hết tất biến có khả ảnh hưởng đến biến phụ thuộc Một số biến độc lập khác cung cấp nhiều thông tin mối quan hệ tỉ suất sinh lợi cổ phiếu hoạt động kinh tế Bài nghiên cứu số cơng trình nghiên cứu tác động nhân tố kinh tế vĩ mô lên giá chứng khoán Việt Nam Tác giả tin nghiên cứu mở rộng tương lai dựa hạn chế trình bày Thứ nhất, nghiên cứu tương lai thay biến lãi suất cho vay trung bình biến lãi suất khác phản ánh tốt hoạt động thị trường Thứ hai, nhà nghiên cứu sau bổ sung thêm vào biến độc lập mơ hình nghiên cứu số biến độc lập khác cho giải thích tốt cho thay đổi biến phụ thuộc Thứ ba, giai đoạn nghiên cứu dài với số biến quan sát lớn giúp cho kết mơ hình nghiên cứu trở nên vững có ý nghĩa 50 TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt GS, TS Trần Ngọc Thơ cộng sự, 2005 Tài quốc tế Hà Nội: Nhà xuất Thống kê GS, TS Trần Ngọc Thơ cộng sự, 2007 Tài doanh nghiệp đại.Hà Nội: Nhà xuất Thống kê Huỳnh Thanh Bình, 2011, Tác động giá vàng, giá dầu số chứng khoán lớn giới đến số chứng khoán VN-INDEX, luận văn thạc sĩ, Đại Học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh Nguyễn Phú Hiếu, 2011, Ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô đến số giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam, luận văn thạc sĩ, Đại Học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh Danh mục tài liệu tiếng Anh Al-Fayoumi,N.A Oil Prices and Stock Market Returns in Oil Importing Countries: The Case of Turkey, Tunisia and Jordan European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, 2009, 16, 84-98 Beenstock, M and Chan, K.F Economic Forces in London Stock Market, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1988, 50, 22-39 Bilson, C M., Brailsford, T J., and Hooper, V J Selecting Macroeconomic Variables as Explanatory Factors of Emerging Stock Market Returns, Pacific-Basin Finance Journal, 2001, 9(4), 401–426 Bina,C., &Vo, M.(2007) OPEC in the Epoch of Globalization: An Event Study of Global Oil Prices Global Economy Journal, 7(1), 1-52 51 Chaudhuri, K and Smiles, S (2004) Stock Market and Aggregate Economic Activity: Evidence from Australia Applied Financial Economics, (14), 121 – 129 Chen, N F., Roll, R, and Ross, S A Economic Forces and Stock Market Journal of Business, 1986, 59, 383−404 Choudhry, T Inflation and Rates of Return on stocks: Evidence from high inflation countries Journal of International Financial Markets, Institutions, and Money, 2000, 11, 75–96 Christoper Gan, Minsoo Lee, Hua Hwa Au Yong and Jun Zhang (2006), “Macroeconomic Variables and Stock Market Interactions: New Zealand Evidence”, Investment Management and Financial Innovations 2006, (4), 89-101 Engle R F., and Granger C W J Cointegration and error correction: representation, estimation and testing, Econometrica, 1987, 55, 251– 276 10.Engsted, T., and Tanggaard, C The Relation between Asset Returns and Inflation at Short and Long Horizons Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, 2002, 12, 101–118 11.Fama and Schwert Inflation, output and money Journal of Business 1977, 5, 115-146 12.Fama, E F Stock Returns, Real Activity, Inflation and Money American Economic Review, 1981, 71 (4), 545−565 13.Fifield, S G M., Power, D M and Sinclair, C D Macroeconomic Factors and Share Returns: An Analysis using Emerging Market Data International Journal of Finance and Economics, 2002, 33 (1), 51-62 14.Hamilton, James D Oil and the Macroeconomy Since World War II Journal of Political Economy, 1983, 91, 228-248 52 15.Heng Lee Ting, Sim Chuit Feng, Tee Wee Wen, Wong Kit Lee Macroeconomic determinants of the stock market return: The case in Malaysia Final year project UTAR 16.Hooker, M A What happened to the oil price-macroeconomy Relationship? Journal of Monetary Economics, 1996, 38, 195-213 17.Hussainey, Khaled and Ngoc, Le Khanh, 2009 The impact of macroeconomic indicators on Vietnamese stock prices Journal of Risk Finance, 4: 18-46 18.Islam M, 2003 The Kuala Lumpur stock market and economic factors: a generalto- specific error correction modeling test Journal of the Academy of Business and Economics, accessed November 23, 2008 19.Islam M, Watanapalachaikul S (2003) Time series financial econometrics of the Thai stock market: a multivariate error correction and valuation model Journal of Global Finance, 2003, 10(5), 90-127 20.J K M Kuwornu, 2012 Effect of macroeconomic variables on the Ghanaian stock market returns: A Co-integration analysis Agris on-line papers in Economics and Informatics, 4: 15-26 21 J K M Kuwornu and Owusu - Nantwi, V Macroeconomic Variables and Stock Market Returns: Full Information Maximum Likelihood Estimation Research Journal in Finance and Accounting, 2011, (4), 49 - 63 22.Jaffe, J and G Mandelker, 1976, The “Fisher effect” for risky assets: An empirical investigation Journal of Finance 31, 447-458 23.Jess Lee and Alfred Wong Impact of financial liberalisation on stock market liquidity: experience of China Hong Kong Monetary Authority Working Paper No 03/2009 53 24.Loungani, Prakash Oil Price Shocks and the Dispersion Hypothesis, Review of Economics and Statistics, 1986, 58, 536-539 25.Maysami RC, Sim HH (2001b) Macroeconomic forces and stock returns: a general-to-specific ECM analysis of the Japanese and South Korean markets Int Quarterly J Finance, 2001b, 1(1), 83-99 26.Maysami RC, Sim HH An empirical investigation of the dynamic relations between macroeconomics variable and the stock markets of Malaysia and Thailand J Pengurusan, 2001a, 20, 1-20 27.Maysami RC, Sim HH Macroeconomics variables and their relationship with stock returns: error correction evidence from Hong Kong and Singapore J Asian Econ Rev., 2002, 44(1), 69-85 28.Miller,J.I.,&Ratti,R.A.(2009) Crude Oil and Stock Markets: Stability, Instability, and Bubbles Energy Economics, 31(4), 559-568 29.Mohamed Asmy, Wisam Rohilina, Aris Hassama and Md Fouad Effects of macroeconomic variables on stock prices in Malaysia: an approach of error correction model, The global journal of finance and economics - New Delhi, 2010 ,2, p 133-152 30.Mohammed, A M T., Wisam R., Hassama A, and Bin Amin F M Effects Of Macroeconomic Variables on Stock Prices In Malaysia: An Approach Of Error Correction Model, International Islamic University Malaysia, Jalan Gombak-53100, Kuala Lumpur, Malaysia, 2007 31.Mukherjee, T K and Naka, A Dynamic Relations between Macroeconomic Variables and the Japanese Stock Market: An Application of vector error correction model The Journal of Financial Research, 1995, 18(2), 223-237 32.Nelson, C., 1976, Inflation and rates of return on common stocks The Journal of Finance 31, 2, 471-487 54 Phụ lục 1: Dữ liệu sử dụng nghiên cứu Bảng 1: Dữ liệu biến sử dụng nghiên cứu TIME 2008 Jan 2008 Feb 2008 Mar 2008 Apr 2008 May 2008 Jun 2008 Jul 2008 Aug 2008 Sep 2008 Oct 2008 Nov 2008 Dec 2009 Jan 2009 Feb 2009 Mar 2009 Apr 2009 May 2009 Jun 2009 Jul 2009 Aug 2009 Sep 2009 Oct 2009 Nov 2009 Dec 2010 Jan 2010 Feb 2010 Mar 2010 Apr 2010 May 2010 Jun VNINDEX 844.1 663.3 516.9 522.4 414.1 399.4 451.4 539.1 456.7 347.1 314.7 315.6 303.2 245.7 280.7 321.6 411.6 448.3 466.8 546.8 580.9 587.1 504.1 494.8 482 496.9 499.2 542.4 507.4 507.1 CPI EXR IR 126.599 16104.000 11.180 131.168 16070.000 11.180 135.025 16004.000 14.595 138.071 15960.000 14.265 143.452 16022.000 16.529 146.497 16347.000 19.114 148.122 16507.000 20.250 150.457 16495.000 20.190 150.761 16508.000 19.860 150.457 16517.000 18.000 149.340 16493.000 13.260 148.325 16600.000 10.980 151.137 16973.000 10.080 151.469 16976.000 9.390 151.241 16973.000 9.150 150.782 16938.000 9.150 151.445 16938.000 9.600 152.274 16949.000 9.960 153.066 16961.000 9.960 153.431 16968.000 10.260 154.386 16984.000 10.350 154.954 17002.000 10.464 155.807 17177.000 10.464 157.959 17942.000 12.000 160.112 17941.000 12.000 163.249 18243.000 12.000 164.467 18544.000 12.000 164.701 18544.000 13.860 165.147 18544.000 13.230 165.513 18544.000 13.230 OIL PRICE 92.97 95.39 105.45 112.58 125.40 133.88 133.37 116.67 104.11 76.61 57.31 41.12 41.71 39.09 47.94 49.65 59.03 69.64 64.15 71.04 69.41 75.72 77.99 74.47 78.33 76.39 81.20 84.29 73.74 75.34 M2 TIME 1,293,054 2010 Jul 1,280,506 2010 Aug 1,300,249 2010 Sep 1,278,398 2010 Oct 1,298,039 2010 Nov 1,295,492 2010 Dec 1,300,594 2011 Jan 1,302,893 2011 Feb 1,347,514 2011 Mar 1,367,228 2011 Apr 1,394,620 2011 May 1,513,544 2011 Jun 1,561,466 2011 Jul 1,589,603 2011 Aug 1,645,309 2011 Sep 1,693,558 2011 Oct 1,737,815 2011 Nov 1,775,952 2011 Dec 1,800,854 2012 Jan 1,806,203 2012 Feb 1,842,315 2012 Mar 1,866,069 2012 Apr 1,884,089 2012 May 1,910,587 2012 Jun 1,912,147 2012 Jul 1,948,241 2012 Aug 1,982,389 2012 Sep 2,022,800 2012 Oct 2,076,120 2012 Nov 2,166,591 2012 Dec VNINDEX 493.9 455.1 454.5 452.6 451.6 484.7 510.6 461.4 461.1 480.1 421.4 432.5 405.7 424.7 427.6 420.8 380.7 351.6 388 423.6 441 473.8 429.2 422.4 414.5 396 392.6 388.4 377.8 413.7 CPI EXR IR 165.604 18544.000 13.250 165.985 18723.000 13.000 168.159 18932.000 13.251 169.925 18932.000 13.251 173.086 18932.000 13.251 176.528 18932.000 15.300 179.587 18932.000 15.300 183.348 20318.000 16.418 187.322 20673.000 16.418 193.540 20714.000 17.910 197.817 20678.000 18.075 199.971 20622.000 18.075 202.306 20610.000 18.090 204.187 20618.000 18.090 205.870 20628.000 17.550 206.613 20708.000 16.695 207.417 20803.000 15.510 208.509 20813.000 15.315 210.602 20828.000 15.440 213.484 20828.000 15.360 213.818 20828.000 15.100 213.939 20828.000 14.700 214.318 20828.000 14.300 213.757 20828.000 12.600 213.135 20828.000 12.500 214.485 20828.000 12.490 219.202 20828.000 12.490 221.067 20828.000 12.370 222.098 20828.000 12.370 222.705 20828.000 12.370 OIL PRICE 76.32 76.60 75.24 81.89 84.25 89.15 89.17 88.58 102.86 109.53 100.90 96.26 97.30 86.33 85.52 86.32 97.16 98.56 100.27 102.20 106.16 103.32 94.65 82.30 87.90 94.13 94.51 89.49 86.53 87.86 M2 2,174,354 2,257,348 2,325,022 2,339,569 2,358,708 2,478,310 2,484,091 2,512,947 2,495,422 2,484,012 2,485,327 2,544,739 2,580,562 2,721,519 2,673,757 2,635,058 2,652,391 2,774,281 2,777,058 2,774,124 2,827,346 2,867,599 2,921,575 2,987,087 3,023,008 3,083,581 3,149,681 3,170,356 3,259,071 3,259,071 Nguồn: IMF, Cục quản lý lượng Mỹ, Ủy ban Chứng khoán Nhà nước ... TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ THU HẰNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ KINH TẾ VĨ MÔ LÊN TỈ SUẤT SINH LỢI CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài... gia khác Chính lẽ đó, tác giả lựa chọn đề tài ? ?Tác động nhân tố kinh tế vĩ mô lên tỉ suất sinh lợi thị trường chứng khoán Việt Nam? ?? làm đề tài nghiên cứu luận văn thạc sĩ với hy vọng kết nghiên... s? ?: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS LÊ THỊ LANH TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 i LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan Luận văn thạc sĩ kinh tế ? ?Tác động nhân tố kinh tế vĩ