Mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái, nghiên cứu thực nghiệm tại việt nam , luận văn thạc sĩ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH TỪ THỊ ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI 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 TỪ THỊ ĐỊNH MỐI QUAN HỆ GIỮA GIÁ CHỨNG KHOÁN VÀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài Chính – Ngân hàng Mã Số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Tp Hồ Chí Minh – Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn hồn tồn tơi thực Các trích dẫn số liệu sử dụng luận văn dẫn nguồn rõ ràng xác TPHCM, ngày 13 tháng 11 năm 2013 Người viết đề tài Từ Thị Định MỤC LỤC -o0o Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng, biểu đồ Tóm tắt LỜI CAM ĐOAN 1 GIỚI THIỆU 1.1 Tính cấp thiết Đề tài .3 1.2 Đối tượng mục tiêu nghiên cứu: 1.3 Phạm vi nghiên cứu: 1.4 Phương pháp nghiên cứu: 1.5 Kết cấu Đề tài .5 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM LIÊN QUAN 2.1 Mối quan hệ số giá chứng khoán tỷ giá hối đoái: 2.2 Mối quan hệ số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mô khác: 18 DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU .36 3.1 Tổng quan thị trường chứng khoán biến kinh tế vĩ mô: 36 3.2 Dữ liệu nghiên cứu: 43 3.3 Phương pháp nghiên cứu: 43 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 49 4.1 Kết kiểm định tính dừng chuỗi liệu thời gian: 49 4.2 Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết biến: 52 4.3 Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL: 53 KẾT LUẬN VÀ NGỤ Ý CHÍNH SÁCH 55 Phụ lục DANH MỤC BẢNG, BIỂU Bảng 2.1: Tóm tắt kết nghiên cứu thực nghiệm Bảng 4.1: Kết kiểm định nghiệm đơn vị DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 3.1: Chỉ số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) Biểu đồ 3.2: Tỷ giá hối đoái Việt Nam (USD/VND) Biểu đồ 3.3: Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (%) Biểu đồ 3.4: Diễn biến giá dầu giới (OP) TÓM TẮT Thị trường chứng khốn định chế tài cao kinh tế phát triển Những biến động thăng trầm thị trường với rủi ro tiềm ẩn lợi nhuận vượt trội chủ đề hấp dẫn cho nhà nghiên cứu kinh tế nhà đầu tư thị trường chứng khoán Đối với thị trường chứng khoán Việt Nam với tuổi đời chưa nhiều mang lại không niềm vui buồn cho quan tâm đến chứng khoán từ thị trường đời Trong số yếu tố tác động lên biến động thu nhập từ thị trường chứng khốn, yếu tố thuộc sách vĩ mô thu hút nhiều quan tâm nhà nghiên cứu nước giới Tại Việt Nam, biến số kinh tế vĩ mô tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP), số giá tiêu dùng (CPI), số sản xuất công nghiệp (IP), lãi suất, cung tiền tỷ giá hối đoái … thu hút nhiều nghiên cứu thực nghiệm học giả Tuy nhiên, kết luận xung quanh mối quan hệ yếu tố vĩ mơ số giá chứng khốn khơng có thống rõ ràng nghiên cứu Trong năm gần đây, kinh tế Việt Nam liên tục nhập siêu, cộng với áp lực từ nhu cầu vàng nước… đẩy nhu cầu ngoại tệ tăng cao, dự trữ ngoại tệ Việt Nam cịn khiêm tốn, điều tạo áp lực lên quan điều hành vấn đề kiểm soát tỷ giá VND USD Thực tế cho thấy, biến động tỷ giá hối đoái tác động đến nhiều yếu tố kinh tế xã hội kết kinh doanh doanh nghiệp xuất khẩu, nhập khẩu, dòng vốn đầu tư trực tiếp gián tiếp từ nước ngoài, nợ quốc gia, tâm lý người dân việc nắm giữ đồng nội tệ tình trạng đơla hóa kinh tế,… Xuất phát từ vấn đề thực tiễn nêu trên, tác giả chọn đề tài “Mối quan hệ giá chứng khoán tỷ giá hối đoái – Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam” để làm rõ ảnh hưởng số yếu tố vĩ mơ bao gồm tỷ giá hối đối, lạm phát giá dầu lên thu nhập từ thị trường chứng khoán Luận văn sử dụng liệu chuỗi thời gian theo tháng kết hợp với phương pháp phân tích đồng tích hợp mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM để xác định mức độ ảnh hưởng nhân tố đến số VN-INDEX mối quan hệ ngắn hạn dài hạn giai đoạn từ tháng 11 năm 2007 đến tháng 07 năm 2013 Kết thực nghiệm cho thấy, Việt Nam có tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến nghiên cứu Trong dài hạn, tỷ giá hối đoái giá dầu có tác động tích cực lên giá chứng khốn, ngược lại lạm phát có tác động ngược chiều Trong ngắn hạn, tác động tỷ giá hối đoái lên số giá chứng khốn dường khơng tồn tại, giá dầu có tác động tích cực lên giá chứng khốn, ngồi lạm phát có mối quan hệ nhân hai chiều với số giá chứng khốn GIỚI THIỆU 1.1 Tính cấp thiết Đề tài Kinh tế Việt Nam có thay đổi rõ rệt, tốc độ tăng trưởng GDP bình quân tăng trưởng GDP bình quân đầu người giai đoạn 1985 – 1999 đạt 6,4%/năm 4,5%/năm; đạt 7,0% 5,7% giai đoạn 2000 - 2012 (Worldbank Indicators, 2013) Với kiện thành lập thị trường giao dịch chứng khốn thức vào năm 2000 gia nhập Tổ chức thương mại giới (WTO) vào năm 2007, Chính Phủ Việt Nam thể tâm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thơng qua sách huy động nguồn lực tài bao gồm nước ngồi nước, dịng vốn đầu tư từ nước ngồi đóng vai trò quan trọng tăng trưởng kinh tế (Solow, 1956) Sau gia nhập WTO, kinh tế Việt Nam có tăng trưởng kinh tế đáng kể, thúc đẩy phát triển thương mại, đầu tư, tự hóa ngành Tài thể rõ phát triển mạnh mẽ thị trường chứng khoán Thành tựu quan trọng mà thị trường chứng khoán Việt Nam đạt kể từ tham gia WTO gia tăng đáng kể dòng vốn đầu tư vào thị trường nước Trong số nhân tố tác động đến thay đổi dịng vốn đầu tư nước ngồi vào Việt Nam ổn định tỷ giá hối đối nhân tố quan trọng Sự thay đổi dòng vốn đầu tư nước ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng kinh tế, qua ảnh hưởng đến thay đổi số giá chứng khoán Cho đến có nhiều nghiên cứu thực nghiệm để kiểm định mối quan hệ số giá chứng khoán tỷ giá hối đối Trên sở đó, đề tài “Mối quan hệ giá chứng khoán tỷ giá hối đoái – Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam” góp phần bổ sung thêm kết thực nghiệm liên quan đến mối quan hệ biến vĩ mơ tỷ giá hối đối, lạm phát, giá dầu số giá chứng khoán Bài viết thực dựa sở liệu chuỗi thời gian số giá chứng khoán (đại diện Vn-Index) tỷ giá hối đoái USD/VND giai đoạn từ tháng 11 năm 2007 đến tháng 07 năm 2013 Bài viết cung cấp phân tích số liệu để tìm hiểu lựa chọn sách Việt Nam, từ gợi ý số giải pháp sách nhằm hướng đến kinh tế phát triển bền vững 1.2 Đối tượng mục tiêu nghiên cứu: Đối tượng nghiên cứu đề tài mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index) tỷ giá hối đoái, lạm phát giá dầu thô Mục tiêu nghiên cứu để trả lời cho câu hỏi sau: Xác định liệu có hay khơng mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán tỷ giá hối đoái, lạm phát giá dầu thô trường hợp Việt Nam ? Ngoài tác động tỷ giá hối đoái, biến số kinh tế khác : lạm phát giá dầu lên số giá chứng khoán Việt Nam ? 1.3 Phạm vi nghiên cứu: Nghiên cứu sử dụng liệu chuỗi thời gian từ tháng 11 năm 2007 đến tháng 07 năm 2013 Dữ liệu gồm số giá chứng khoán Việt Nam (VN-Index), tỷ giá hối đoái danh nghĩa (USD/VND), số giá tiêu dùng Việt Nam giá dầu giới cung cấp từ Bloomberg, Sở giao dịch chứng khoán, Tổng cục thống kê 1.4 Phương pháp nghiên cứu: Đầu tiên, Nghiên cứu áp dụng kiểm định ADF PP đề xuất Dickey and Fuller (1979, 1981) Phillips-Perron (1988) để kiểm tra tính dừng chuỗi liệu Tiếp theo, Nghiên cứu kiểm định mối quan hệ đồng liên kết biến phương pháp ARDL Cuối cùng, Tác giả ước lượng mối quan hệ ngắn hạn số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL 50 Đối với chuỗi liệu tỷ giá hối đoái (ER), kết Bảng 4.1 cho thấy, mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ chuỗi liệu ban đầu nhỏ giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Như vậy, chấp nhận giả thuyết H0 kết luận ER chuỗi liệu có nghiệm đơn vị Ở sai phân bậc 1, giá trị /τ/ liệu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H 0, chấp nhận giả thuyết H1 với mức ý nghĩa 1%, kết luận sai phân bậc chuỗi ER khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác sai phân bậc chuỗi ER chuỗi có tính dừng Đối với chuỗi liệu số giá tiêu dùng (CPI), kết kiểm định Bảng 4.1 cho thấy mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ liệu ban đầu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 mức ý nghĩa 5%, kết luận CPI khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác CPI chuỗi liệu có tính dừng Đối với chuỗi liệu giá dầu thô giới (OP), kết kiểm định Bảng 4.1 cho thấy, mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ liệu ban đầu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H mức ý nghĩa 5%, kết luận OP khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác OP chuỗi liệu có tính dừng Kết kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi liệu kiểm định Phillips-Perron (PP) cho thấy: Đối với chuỗi liệu số giá chứng khoán Việt Nam (SP), kết Bảng 4.1 cho thấy, mặt tuyệt đối, trị thống kê /τ/ lớn giá trị tới hạn mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 mức ý nghĩa 1%, kết luận SP khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác SP chuỗi liệu có tính dừng 51 Đối với chuỗi liệu tỷ giá hối đoái (ER), kết Bảng 4.1 cho thấy, mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ chuỗi liệu ban đầu nhỏ giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Như vậy, chấp nhận giả thuyết H0 kết luận LNER chuỗi liệu có nghiệm đơn vị Ở sai phân bậc 1, giá trị /τ/ liệu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 1%, 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H 0, chấp nhận giả thuyết H với mức ý nghĩa 1%, kết luận sai phân bậc chuỗi ER khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác sai phân bậc chuỗi ER chuỗi có tính dừng Đối với chuỗi liệu số giá tiêu dùng (CPI), kết kiểm định Bảng 4.1 cho thấy mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ liệu ban đầu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 5% 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 mức ý nghĩa 5%, kết luận CPI khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác CPI chuỗi liệu có tính dừng Đối với chuỗi liệu giá dầu thô giới (OP), kết kiểm định Bảng 4.1 cho thấy, mặt giá trị tuyệt đối, giá trị /τ/ liệu ban đầu lớn giá trị tới hạn tính Mackinnon mức ý nghĩa 10% Như vậy, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1 mức ý nghĩa 10%, kết luận OP khơng có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác OP chuỗi liệu có tính dừng Tóm lại, hai kiểm định ADF PP cho thấy: Các chuỗi liệu số giá chứng khoán, số giá tiêu dùng giá dầu giới chuỗi liệu thời gian có tính dừng, I(0) Trong đó, tỷ giá hối đối chuỗi có nghiệm đơn vị, hay nói cách khác chuỗi không dừng dừng sai phân bậc 1, tức I(1) 52 4.2 Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết biến: Theo tiêu chuẩn AIC, độ trễ tối ưu biến phương trình lựa chọn Theo đó, phương trình ước lượng theo phương pháp ARDL sau: ∆LSPt = α0 + α11∆LSPt-1 + α12∆LSPt-2 + α13∆LSPt-3 + α14∆LSPt-4 + α21∆LERt-1 + α22∆LERt-2 + α23∆LERt-3 + α24∆LERt-4 + α31∆CPIt-1 + α32∆CPIt-2 + α33∆CPIt-3 + α34∆CPIt-4 + α41∆LOPt-1 + α42∆LOPt-2 + α43∆LOPt-3 + α44∆LOPt-4 + β1LSP t-1 + β2LER t-1 + β3CPIt-1 + β4LOPt-1 + et Kết kiểm định Wald-test trình bày đây: Wald Test: Equation: UNRESTRICTED_ECM Test Statistic F-statistic Chi-square Value 6.443644 19.33093 df Probability (3, 43) 0.0011 0.0002 Value Std Err Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(17) - C(20) C(18) - C(20) C(19) - C(20) 0.002673 0.180508 0.566933 0.262062 0.337985 0.176167 Restrictions are linear in coefficients Giá trị thống kê F-statistic tính tốn 6.443, với (k+1) = biến mô hình Vì vậy, tra giá trị tới hạn Bounds Test tables với k = Tại Bảng CI(iii) Case III: Unrestricted intercept and no trend với k = 2, giá trị tới hạn mức ý nghĩa 10%, 5% 1% (3,17; 4,14), (3,79; 4,85) (5,15; 6,36) Như vậy, giá trị F-statistic tính tốn lớn giá trị 6,36 mức ý nghĩa 1%, kết luận có chứng mối quan hệ dài hạn biến kinh tế vĩ mô 53 4.3 Ước lượng mối quan hệ ngắn hạn số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mơ theo mơ hình ARDL: Tiếp theo kết kiểm định đồng liên kết để xác định mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán biến vĩ mơ gồm tỷ giá hối đối, số giá tiêu dùng giá dầu thô, Nghiên cứu tiếp tục áp dụng mơ hình ARDL dựa hồi quy OLS để định lượng mối quan hệ ngắn hạn biến Kết ước lượng trình bày Bảng bên Dependent Variable: D(LSP) Method: Least Squares Date: 01/24/14 Time: 00:43 Sample (adjusted): 2008M04 2013M07 Included observations: 64 after adjustments Variable Coefficient Std Error D(LSP(-1)) D(LSP(-3)) D(LER(-1)) D(LER(-2)) D(LER(-3)) D(LER(-4)) D(CPI(-1)) D(CPI(-2)) D(CPI(-3)) D(LOP(-1)) D(LOP(-2)) D(LOP(-3)) D(LOP(-4)) Z(-1) C 0.354186 0.084597 0.107228 0.006833 -0.878029 -1.052281 0.004074 0.007056 0.012766 -0.221924 0.559064 0.048663 -0.000299 -0.223404 0.003333 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.345748 0.158819 0.088240 0.381529 73.10641 1.849619 0.057361 0.131464 0.132489 0.991147 0.987663 1.020641 0.990070 0.016989 0.016871 0.016281 0.187890 0.184379 0.195190 0.190661 0.083201 0.014793 t-Statistic Prob 2.694157 0.638520 0.108185 0.006918 -0.860272 -1.062835 0.239829 0.418229 0.784120 -1.181137 3.032140 0.249312 -0.001569 -2.685123 0.225293 0.0096 0.5261 0.9143 0.9945 0.3938 0.2931 0.8115 0.6776 0.4367 0.2432 0.0039 0.8042 0.9988 0.0099 0.8227 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.000775 0.096210 -1.815825 -1.309837 -1.616491 2.074523 54 Kết ước lượng theo phương pháp ARDL cho thấy, tốc độ điều chỉnh đến đường cân dài hạn -0,22 với mức ý nghĩa 1% Ngoài ra, biến động số giá chứng khoán tháng trước ảnh hưởng đến biến động giá chứng khoán thời điểm với hệ số 0,35 mức ý nghĩa 1% Sự biến động giá dầu trễ tháng ảnh hưởng đến số giá chứng khoán với hệ số 0,55 mức ý nghĩa 1% Ngoài ra, biến động biến vĩ mơ khác tỷ giá hối đối số giá tiêu dùng không ngắn hạn không giải thích cho biến động số giá chứng khoán 55 KẾT LUẬN VÀ NGỤ Ý CHÍNH SÁCH Nghiên cứu mối quan hệ biến kinh tế vĩ mơ giá chứng khốn chủ đề thú vị thu hút nhiều nghiên cứu nước giới Tuy nhiên, hầu hết nghiên cứu lĩnh vực khơng có thống mối quan hệ hay mức độ tác động biến vĩ mô khác biệt đặc thù kinh tế, sách vĩ mơ quốc gia hay quốc gia vào thời kỳ khác nhau… Trong mối quan hệ phức tạp đó, Đề tài kiểm định mối quan hệ số giá chứng khoán Việt Nam với tỷ giá hối đoái USD/VND, số giá tiêu dùng Việt Nam giá dầu thô giai đoạn từ tháng 11 năm 2007 đến tháng năm 2013 Kết nghiên cứu thực dựa kết hợp nhiều phương pháp kiểm định tính dừng chuỗi liệu hai phương pháp ADF PP, kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp biến theo phương pháp ARDL để xác định có tồn mối quan hệ dài hạn ước lượng mối quan hệ ngắn hạn biến Kết thu có nhiều thú vị sau: Thứ nhất, bốn biến Nghiên cứu gồm số giá chứng khoán Việt Nam với tỷ giá hối đoái USD/VND, số giá tiêu dùng Việt Nam giá dầu thô chuỗi liệu tỷ giá hối đối USD/VND chuỗi kết hợp bậc 1, có nghĩa chuỗi dừng sai phân bậc Ba chuỗi liệu lại chuỗi dừng bậc ban đầu Thứ hai, kết kiểm định đồng liên kết theo Johansen (1991) chế hiệu chỉnh sai số ECM theo phương pháp ARDL cho thấy, có tồn mối quan hệ cân dài hạn số giá chứng khốn biến vĩ mơ gồm tỷ giá hối đoái USD/VND, số giá tiêu dùng giá dầu thô Kết phù hợp với số nghiên cứu trước Abdalla Murinde (1997), Dadgar Nazari (2012), Lee (2012), Pardis Parsva (2011), Pramod Kumar Naik (2012), Sifunjo E Kisaka (2012), Faiza Saleem (2013), người tìm mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán tỷ giá hối đoái; Ibrahim (2013) – người đưa chứng tồn mối quan hệ dài hạn 56 số giá chứng khoán lạm phát; Khan (2013) - người đưa chứng tồn mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán lạm phát, giá dầu thơ, tỷ giá hối đối Thứ ba, ước lượng ARDL cho kết mối quan hệ ngắn hạn biến cho thấy: 1) Sự biến động số giá chứng khoán Việt Nam chịu tác động từ cú sốc giá dầu giới trước tháng mức ý nghĩa 1%; 2) Sự biến động tỷ giá hối đoái USD/VND số giá tiêu dùng khơng giải thích cho biến động số giá chứng khoán ngắn hạn; kết phù hợp với Patra and poshakwale (2006) – người kết luận số biến kinh tế vĩ mô cung tiền, lạm phát, trao đổi thương mại có mối quan hệ ngắn hạn dài hạn với giá cổ phiếu trạng thái cân Hy Lạp khơng có mối quan hệ ngắn hạn hay dài hạn nhận thấy tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu Thực tế cho thấy, biến động số giá chứng khoán Việt Nam chịu tác động nhiều yếu tố kinh tế xã hội Trong giai đoạn trước năm 2012, Việt Nam quốc gia theo đuổi sách tăng trưởng kinh tế nhanh, tình trạng lạm phát cao kinh tế không tránh khỏi Từ năm 2012, với mục tiêu tăng trưởng kinh tế bền vững, áp lực lạm phát kinh tế Việt Nam hạ nhiệt đáng kể Kết thực nghiệm cho thấy, dài hạn, biến động số giá chứng khoán Việt Nam chịu tác động chiều cú sốc từ lạm phát kinh tế Điều ngụ ý, để kinh tế đạt tốc độ tăng trưởng nhanh, Việt Nam cần trì tỷ lệ lạm phát mức phù hợp Trong đó, biến động số giá chứng khốn dường khơng giải thích rõ ràng từ cú sốc tỷ giá hối đối, điều lý giải Việt Nam áp dụng chế tỷ giá hối đối thả có kiểm sốt, hành vi các dòng vốn đầu tư dựa biến động tỷ giá hối đoái kiểm soát chặt chẽ, ngắn hạn tác động trực tiếp từ biến động tỷ giá hối đoái lên số giá chứng khốn khơng rõ ràng phù hợp với thực tế Tuy nhiên, dài hạn, biến động tỷ giá hối đoái rõ ràng có ảnh hưởng đến số giá chứng khốn Cụ thể, tỷ giá hối đoái tăng, hay đồng Việt Nam giảm giá so với đôla Mỹ, tạo lợi cạnh 57 tranh cho hàng hóa Việt Nam thị trường quốc tế, thu nhập doanh nghiệp xuất Việt Nam tăng, giá chứng khoán tăng Tuy nhiên, tỷ giá tăng tác động lên doanh nghiệp sử dụng nguyên liệu đầu vào phụ thuộc từ nguồn nhập khẩu, ảnh hưởng đến giá hàng hóa tiêu dùng, đến lạm phát Ngoài ra, tỷ giá tăng liên tục ảnh hưởng đến tâm lý người dân, đến niềm tin vào VND sách chống đơla hóa kinh tế Đối với mối quan hệ số giá chứng khoán giá dầu thô Thực tế cho thấy, dầu loại tài nguyên, dạng hàng hóa đặc biệt quan trọng trình phát triển kinh tế Việt Nam nên kinh tế nhập dầu, chịu ảnh hưởng tương đối từ cú sốc giá dầu giới Trong năm qua, tăng trưởng kinh tế Việt Nam phụ thuộc nhiều vào xuất khẩu, chừng mực định giá dầu giới tăng có nghĩa kinh tế quốc gia giới tăng trưởng, doanh nghiệp Việt Nam có điều kiện thuận lợi để xuất khẩu, từ góp phần tăng trưởng kinh tế nước Điều phù hợp với kết nghiên cứu thực nghiệm biến động số giá chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng cú sốc giá dầu ngắn hạn dài hạn Tóm lại, mối quan hệ số chứng khoán yếu tố kinh tế vĩ mơ bao gồm tỷ giá hối đối USD/VND, lạm phát giá dầu mối quan hệ phức tạp thú vị Trên sở thực tế tình hình kinh tế xã hội Việt Nam năm qua kết thực nghiệm, Đề tài đề xuất số giải pháp nhằm phát triển thị trường chứng khốn nhà làm chính sách Việt Nam sau: Thứ nhất, chế điều tỷ giá hối đoái Việt Nam nên hướng đến mục tiêu ổn định tỷ giá hối đoái nhằm thu hút dịng vốn đầu tư từ nước ngồi, qua tạo ảnh hưởng tích cực lên thị trường chứng khốn Tuy nhiên, nhà điều hành sách nên áp dụng chế tỷ giá hối đoái linh hoạt nhằm tạo điều kiện thuận lợi cho hàng hóa Việt Nam xuất thị trường giới Kết nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, biến động tỷ giá hối đoái tạo cú sốc tiêu cực đến giá cổ phiếu, tỷ giá ổn định kết hợp với chế điều chỉnh linh hoạt hợp lý giúp doanh 58 nghiệp kích thích xuất khẩu, quan trọng hơn, giúp doanh nghiệp nhập an tâm sản xuất, nhà đầu tư ngồi nước an tâm dự báo tình hình kinh tế giá cổ phiếu dao động quanh giá trị thật Thứ hai, q trình điều hành kinh tế, mục tiêu tăng trưởng cao phải gắn liền với tính bền vững, chất lượng sống người dân ngày phải nâng cao Để đạt mục tiêu đó, lạm phát kinh tế phải mức phù hợp Kết thực nghiệm cho thấy, lạm phát có tác động tích cực lên giá chứng khốn Do vậy, để thị trường chứng khoán phát triển, nhà điều hành sách cần có cơng cụ, sách phù hợp để trì lạm phát mức phù hợp để đạt mục tiêu tăng trưởng kinh tế, nhiên cần tránh bùng phát cú sốc lạm phát giai đoạn 2008, ảnh hưởng đến chất lượng tăng trưởng kinh tế, ảnh hưởng tiêu cực đến biến động giá chứng khốn Thứ ba, dầu nguồn tài nguyên giới, công cụ thiếu trình xây dựng phát triển đất nước khơng Việt Nam mà cịn tất quốc gia giới Do vậy, xu hướng tăng giá dầu kía cạnh thể hiên tăng trưởng kinh tế giới thông qua nhu cầu dầu tăng Do vậy, Chính Phủ Việt Nam cần định hướng thực nghiêm túc chế điều chỉnh giá xăng dầu nước theo biến động giá thị trường Điều giúp doanh nghiệp Việt Nam tăng cường sức đề kháng cú sốc giá dầu giới 59 Tài liệu tham khảo Danh mục tài liệu tiếng Việt: Trần Ngọc Thơ Nguyễn Ngọc Định , 2012 Tài Quốc tế Nhà xuất Kinh tế Trang web: http://vneconomy.vn/20081217101711903P0C19/thi-truong-dau2008-dinh-cao-va-vuc-sau.htm Trang web: http://www.hsx.vn/hsx/Modules/Gioithieu/Gioithieu.aspx Trang web: http://www.sbv.gov.vn/portal/faces/vi/vim/vipages_trangchu Trang web: http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=217 Trang web: http://www.bloomberg.com/ Danh mục tài liệu tiếng Anh: Abdalla Murinde, 1997 Exchange Rate and Stock Price Interactions in emerging Financial Markets: Evidence of India, Korea, Pakistan and Philippines Akbar Tavakoli, 2013 Dynamic Linkages between Exchange Rates and Stock Prices, Evidence from Iran and South Korea Aliyu , 2009 Stock Prices and Exchange Rate Interactions in Nigeria: An Intra- Global Financial Crisis Maiden Investigation Antonakakis Filis, 2013 Oil prices and Stock market correlation – A time varying approach Bellalah cộng sự, 2013 Impact of Macroeconomic Factors on Stock Exchange Prices: Evidence from USA Japan and China Dadgar Nazari, 2012 The Analysis of Relationship between Stock Prices and Exchange Rates in Iran (2007-2012) Faiza Saleem, 2013 Long run relationship between Inflation and Stock return, Evidence from Pakistan 60 Geetha cộng , 2011 The relationship between inflation and Stock market: Evidence from Malaysia, United States and China Hosseini, 2011 The Role of Macroeconomic Variables on Stock Market Index in China and India 10 Ibrahim, T.M., Agbaje, O.M., 2013 The relationship between Stock return and Inflation in Nigeria 11 Kenani cộng sự, 2012 Short-run and Long-run Dynamics of Stock Prices and Exchange Rates in Developing Economies: Evidence from Malawi 12 Khan, M.M., 2013 Macroeconomic Forces and Stock Prices: Evidence from the Bangladesh Stock Market 13 Lucia Morales, 2007 Dynamic Relationship Between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Four Transition Economies 14 Md Lutfur Rahman, 2009 Dynamic Relationship between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Three South Asian Countries 15 Nath and Samanta , 2003 Relationship Between Exchange Rate and Stock Prices in India – An Empirical Analysis 16 Olanrewaju I Shittumm, 2012 On Autoregressive Distributed Lag, cointegration and error correction model Australian Journal of Business and Management Research Vol.2 No.08 [56-62] | November-2012 17 Pardis Parsva, 2011 The Analysis of Relationship between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Six Middle Eastern Financial Markets 18 Pesaran M H (2001) Bouns testing approaches to the analysis of level relationships Jounal of applied econometrics J Appl Econ 16: 289–326 (2001) 19 Pramod Kumar Naik, 2012 The Impact of Macroeconomic Fundamentals on Stock Prices Revisited: Evidence from Indian Data 20 R Aggarwal, 1981 Exchange Rates and Stock Prices: A Study of US Capital Markets under Floating Exchange Rates Akron Business and Economic Review 21 Richards Simpson, 2009 The Interaction between Exchange Rates and Stock Prices: An Australian Context 61 22 Rjoub, 2012 Stock prices and exchange rates dynamics: Evidence from emerging markets 23 Sifunjo E Kisaka, 2012 The Causal Relationship between Exchange Rates and Stock Prices in Kenya 24 Wai-Choi Lee, 2012 A Study of the Causal Relationship between Real Exchange Rate of Renminbi and Hong Kong Stock Market Index PHỤ LỤC Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF: Null Hypothesis: LNSP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -4.125300 -3.531592 -2.905519 -2.590262 0.0017 t-Statistic Prob.* -1.397669 -4.098741 -3.477275 -3.166190 0.8530 t-Statistic Prob.* -7.906875 -4.103198 -3.479367 -3.167404 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: LNER has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: D(LNER) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: CPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -3.231217 -3.530030 -2.904848 -2.589907 0.0224 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: LNOP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic based on SIC, MAXLAG=10) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -2.909207 -3.531592 -2.905519 -2.590262 0.0496 Adj t-Stat Prob.* -3.605358 -3.530030 -2.904848 -2.589907 0.0081 Adj t-Stat Prob.* -9.836929 -4.100935 -3.478305 -3.166788 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Kết kiểm định nghiệm đơn vị PP: Null Hypothesis: LNSP has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West using Bartlett kernel) Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: D(LNER) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Bandwidth: (Newey-West using Bartlett kernel) Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: CPI has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West using Bartlett kernel) Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -3.230216 -3.530030 -2.904848 -2.589907 0.0224 Adj t-Stat Prob.* -2.679450 -3.530030 -2.904848 -2.589907 0.0828 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Null Hypothesis: LNOP has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West using Bartlett kernel) Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values ... nhiều nghiên cứu thực nghiệm để kiểm định mối quan hệ số giá chứng khoán tỷ giá hối đối Trên sở đ? ?, đề tài ? ?Mối quan hệ giá chứng khoán tỷ giá hối đoái – Nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam? ?? góp phần... mà cụ thể sách tỷ giá hối đoái, kiểm soát lạm phát Việt Nam 6 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM LIÊN QUAN 2.1 Mối quan hệ số giá chứng khoán tỷ giá hối đoái: 2.1.1 Nghiên cứu Abdalla, I.S.A Murinde... cịn có chứng mối quan hệ tỷ giá hối đoái Hungary lên giá chứng khoán Anh, tỷ giá hối đoái từ Ba Lan lên giá cổ phiếu Anh, từ tỷ giá hối đối Cộng hịa Séc lên giá cổ phiếu Anh, tỷ giá hối đoái Slovakia