ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

TÓM TẮT NGHIÊN CỨU Đề tài nghiên cứu thực nghiệm sự ảnh hưởng của lãi suất trái phiếu Chính phủ TPCP kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái hiệu dụng thực USD/VND, lạm phát, chỉ số sản xuất công[r]

ĐẠI HỌC HUẾ TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG ́ tê ́H uê - - ̣c K in h KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ Tr ươ ̀n g Đ ại ho ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LÊ THỊ CÁT PHƯƠNG Niên khóa 2014 – 2018 ĐẠI HỌC HUẾ TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ KHOA TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG ́ tê ́H uê - - ̣c K in h KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP ho ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG ươ ̀n g Đ ại CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Giáo viên hướng dẫn Lê Thị Cát Phương ThS Bùi Thành Công Tr Sinh viên thực Lớp K48A TCDN Huế, tháng năm 2018 TÓM TẮT NGHIÊN CỨU Đề tài nghiên cứu thực nghiệm ảnh hưởng lãi suất trái phiếu Chính phủ (TPCP) kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái hiệu dụng thực (USD/VND), lạm phát, số sản xuất công nghiệp và cung tiền M2 đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam Mẫu liệu quan sát từ tháng 1/2009 đến tháng 12/2017 ́ uê kiểm tra tính dừng phương pháp kiểm định Augmented Dickey – Fuller ́H (ADF) Kết tất các biến là tích hợp bậc 1, xác nhận tồn tê trạng thái cân dài hạn trên tảng phương pháp kiểm định đồng tích hợp Johansen và Juselius (1990) Kết này dài hạn lãi suất in h TPCP, lạm phát và tỷ giá hối đoái hiệu dụng thực tác động tỷ lệ nghịch đến giá cổ phiếu, còn số sản xuất công nghiệp và cung tiền M2 tác động tỷ lệ thuận đến giá ̣c K cổ phiếu Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM – Vectơ Error Correction Model) cung cấp chứng dài hạn trạng thái cân thiết lập ho sau khoảng thay đổi ngắn hạn Bên cạnh đó, mô hình ước lượng này còn cho ại thấy ngắn hạn tỷ suất sinh lợi cổ phiếu thời kỳ này không chịu tác động Đ biến động các biến nghiên cứu quá khứ Một loạt các kiểm định thực sau đó để kiểm tra phù hợp mô hình Từ đó đưa khuyến ươ ̀n g nghị cho các nhà đầu tư cá nhân, các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu và Chính Tr phủ việc điều hành kinh tế vĩ mô i Lời Cảm Ơn Hoàn thành bài Khóa luận tốt nghiệp mình sau khoảng thời gian 03 tháng thực tập và nghiên cứu Đây là khoảng thời gian thực quan trọng đối ́ uê với em Được rèn luyện và thực hành với công việc chuyên môn Trau dồi kiến ́H thức và kinh nghiệm quý báu môi trường thực tế Với tôn trọng em xin tê bày tỏ lòng cảm ơn tới nhà trường, thầy cô, anh chị và bạn bè Em xin chân thành cảm ơn quý Thầy, Cô khoa Tài chính Ngân hàng, in h Trường Đại Học Kinh Tế Huế đã giảng dạy tận tình năm học vừa qua, đồng thời đã giúp đỡ, tạo điều kiện thuận lợi để giúp em hoàn thành bài ̣c K Khóa luận này Đây là tảng cho em quá trình hoàn thành Khóa luận ho tốt nghiệp Đặc biệt, em xin gửi lời cảm ơn sâu sắc tới Giảng viên hướng dẫn là Thầy ại Bùi Thành Công đã quan tâm giúp đỡ em, định hướng đề tài chuyên môn Em Đ đã học hỏi thêm kiến thức và kỹ làm bài, làm hành g trang cho công việc sau này ươ ̀n Và cuối cùng em xin gửi lời cảm ơn đến bạn bè, người thân đã quan tâm giúp đỡ em quá trình thực tập nghề nghiệp Để em có thể hoàn thành Tr bài Khóa luận cách tốt Trong quá trình tham gia thực tế và làm bài Khóa luận, vì kiến thức chuyên môn và kinh nghiệm làm bài còn hạn chế, chắn không tránh khỏi sai sót Em mong góp ý Thầy, Cô để bài Khóa luận em hoàn thiện Em xin chân thành cảm ơn! ii MỤC LỤC TÓM TẮT NGHIÊN CỨU i LỜI CẢM ƠN ii MỤC LỤC iii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT viii ́ uê DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ ix ́H DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU .x tê PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ 1 Lí chọn đề tài in h Mục tiêu nghiên cứu ̣c K 2.1 Mục tiêu chung 2.2 Mục tiêu cụ thể ho Đối tượng và phạm vi nghiên cứu Phương pháp nghiên cứu .3 ại 4.1 Phương pháp nghiên cứu tài liệu Đ 4.2 Phương pháp thu thập số liệu .3 4.3 Phương pháp phân tích số liệu .3 ươ ̀n g Kết cấu đề tài PHẦN II: NỘI DUNG NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ GIÁ CỔ PHIẾU VÀ ẢNH HƯỞNG CỦA Tr CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN 1.1 Tổng quan thị trường chứng khoán 1.1.1 Chứng khoán .5 1.1.1.1 Khái niệm .5 1.1.1.2 Phân loại .5 1.1.1.3 Đặc điểm chứng khoán iii 1.1.2 Thị trường chứng khoán 1.1.2.1 Khái niệm .7 1.1.2.2 Cấu trúc thị trường chứng khoán 1.1.2.3 Chức thị trường chứng khoán .10 1.1.2.4 Nguyên tắc hoạt động thị trường chứng khoán .11 1.1.3 Chỉ số giá chứng khoán 13 1.1.3.1 Khái niệm .13 ́ uê 1.1.3.2 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index 13 ́H 1.2 Các nhân tố vĩ mô ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán 14 tê 1.2.1 Tỉ giá hối đoái 14 1.2.1.1 Khái niệm .14 in h 1.2.1.2 Phân loại .14 1.2.1.3 Mối quan hệ tỷ giá và giá cổ phiếu 16 ̣c K 1.2.2 Lạm phát 18 1.2.2.1 Khái niệm .18 ho 1.2.2.2 Phân loại .18 ại 1.2.2.3 Mối quan hệ lạm phát và giá cổ phiếu 18 Đ 1.2.3 Lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm 19 1.2.3.1 Khái niệm .19 ươ ̀n g 1.2.3.2 Phân loại .19 1.2.3.3 Mối quan hệ lãi suất và giá cổ phiếu 20 1.2.4 Chỉ số sản phẩm công nghiệp 21 Tr 1.2.4.1 Khái niệm .21 1.2.4.2 Mối quan hệ số sản xuất công nghiệp với giá cổ phiếu 22 1.2.5 Cung tiền M2 23 1.2.5.1 Khái niệm .23 1.2.5.2 Mối quan hệ cung tiền và giá cổ phiếu 23 1.3 Mô hình nghiên cứu 24 1.3.1 Cơ sở lí luận mô hình nghiên cứu 24 iv 1.3.2 Cơ sở lí luận phương pháp nghiên cứu 24 1.3.2.1 Chuỗi thời gian 24 1.3.2.2 Tính dừng chuỗi thời gian .27 1.3.2.3 Một số khái niệm liên quan đến mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM 29 1.3.2.4 Phương pháp ước lượng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM 31 1.4 Cơ sở thực tiễn 34 1.4.1 Các nghiên cứu nước ngoài 34 ́ uê 1.4.2 Các nghiên cứu nước .35 ́H 1.5 Mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu 37 tê 1.5.1 Mô hình nghiên cứu 37 1.5.2 Giả thuyết nghiên cứu .38 in h CHƯƠNG 2: PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU .39 ̣c K 2.1 Tổng quan tình hình kinh tế vĩ mô và diễn biến TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2017 .39 ho 2.1.1 Tình hình biến động TTCK giai đoạn từ 2009 – 2017 .39 ại 2.1.1.1 Giai đoạn TTCK phục hồi cùng với cải thiện sau suy thoái kinh Đ tế (tháng 1/2009 – tháng 12/2010) 39 2.1.1.2 Giai đoạn thắt chặt chính sách tiền tệ và tài khóa khiến TTCK gặp nhiều ươ ̀n g khó khăn (tháng 1/ 2011 - tháng 11/2012) 40 2.1.1.3 Giai đoạn tăng trưởng ổn định với nhiều tín hiệu tích cực (tháng 12/2012 tháng 8/2014) 42 Tr 2.1.1.4 Giai đoạn tăng trưởng chững lại và nhiều diễn biến xấu trên TTCK (tháng 9/2014 - tháng 3/2016) 43 2.1.1.5 Giai đoạn phục hồi và tăng trưởng vượt bậc TTCK (tháng 4/2016 12/2017) 44 2.1.2 Tình hình biến động các yếu tố kinh tế vĩ mô giai đoạn từ 2009 – 2017 46 2.1.2.1 Tình hình biến động lãi suất trái phiếu chính phủ 46 2.1.2.1 Tình hình biến động tỉ giá hối đoái .46 v 2.1.2.3 Tình hình biến động CPI .47 2.1.2.4 Tình hình biến động cung tiền M2 47 2.1.2.5 Tình hình biến động sản xuất công nghiệp 48 2.2 Kết nghiên cứu 49 2.2.1 Dữ liệu nghiên cứu 49 2.2.1.1 Mô tả liệu 49 2.2.1.2 Phân tích thống kê mô tả 49 ́ uê 2.2.1.3 Kết kiểm tra tính dừng 51 ́H 2.2.2 Xây dựng mô hình VECM 52 tê 2.2.2.1 Kiểm định đồng tích hợp 52 2.2.2.2 Xác định độ trễ tối ưu 53 in h 2.2.2.3 Mối quan hệ dài hạn các biến nghiên cứu 54 2.2.2.4 Mối quan hệ ngắn hạn các biến nghiên cứu .55 ̣c K 2.2.3 Kiểm định phù hợp mô hình 57 2.2.3.1 Kiểm định tính dừng phần dư 57 ho 2.2.3.2 Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên 58 ại 2.2.3.3 Kiểm định tính tự tương quan phần dư 58 Đ 2.2.2.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi 59 CHƯƠNG 3: THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KHUYẾN NGHỊ ươ ̀n g MỘT SỐ CHÍNH SÁCH 60 3.1 Thảo luận kết nghiên cứu 60 3.1.1 Mô hình dài hạn .60 Tr 3.1.2 Mô hình ngắn hạn 63 3.2 Khuyến nghị .63 3.2.1 Đối với chính phủ 64 3.2.2 Đối với các NĐT .65 PHẦN III: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ .67 Kết đạt 67 Hạn chế 67 vi Hướng phát triển đề tài 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO 69 ́ Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K in h tê ́H uê PHỤ LỤC 71 vii DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT NHTW Ngân hàng trung ương NHTM Ngân hàng thương mại NĐT Nhà đầu tư TGHĐ Tỉ giá hối đoái TPCP Trái phiếu chính phủ DN Doanh nghiệp OLS Phương pháp bình phương nhỏ ADF Kiểm định Augmented Dickey – Fuller VECM Vectơ Error Correction Model: Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số JB Kiểm định Jacque – Bera BG Kiểm định Breusch - Godfrey Đ Chỉ số sản xuất công nghiệp ươ ̀n IPI Chỉ số giá tiêu dùng g CPI ại ho ̣c K in h tê ́H ́ Thị trường chứng khoán uê TTCK Tỉ giá hiệu dụng thực M2 Cung tiền M2 INT Trái phiếu chính phủ kì hạn 10 năm Tr REER viii DANH MỤC CÁC SƠ ĐỒ, ĐỒ THỊ Hình 1.1 Xu hướng và thời vụ 26 Hình 1.2: Chu kỳ và ngẫu nhiên - Tăng trưởng kinh tế Hoa Kỳ 1961-1999 27 ́ uê Hình 1.3: Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng lãi suất, lạm phát, tỉ giá hối đoái, cung tiền và tình hình sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam 38 ́H Biểu đồ 2.1: Chỉ số VN-Index từ tháng 1/2009 – 12/2010 39 tê Biểu đồ 2.2: Chỉ số VN-Index từ tháng 1/2011 – 11/2012 41 h Biểu đồ 2.3: Chỉ số VN-Index từ tháng 12/2012 – 8/2014 42 in Biểu đồ 2.4: Chỉ số VN-Index từ tháng 9/2014 – 3/2016 43 ̣c K Biểu đồ 2.5: Chỉ số VN-Index từ tháng 4/2016 – 12/2017 44 Biểu đồ 2.6: Biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm giai đoạn 2009 - 2017 46 ho Biểu đồ 2.7: Biến động tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực giai đoạn 2009 - 2017 47 Biểu đồ 2.8: Biến động lạm phát giai đoạn 2009 - 2017 47 ại Biểu đồ 2.9: Biến động cung tiền M2 giai đoạn 2009 - 2017 48 Đ Biểu đồ 2.10: Biến động số sản xuất công nghiệp giai đoạn 2009 - 2017 48 g Biểu đồ 2.11: Kết kiểm định JB sai số ngẫu nhiên 58 Tr ươ ̀n Biểu đồ 2.12: Tình hình biến động kim ngạch xuất, nhập 2006 - 2015 62 ix DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU Bảng 1.1: Tóm tắt kỳ vọng tác động lãi suất, lạm phát, tỉ giá hối đoái, cung tiền và tình hình sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam 38 Bảng 2.1: Mức thay đổi số số chứng khoán 40 ́ uê Bảng 2.2: Mô tả các biến kinh tế vĩ mô 49 Bảng 2.3: Thống kê mô tả các biến kinh tế vĩ mô dạng logarit tự nhiên 50 ́H Bảng 2.4: Kết kiểm định nghiệm đơn vị cho các chuỗi số liệu (Unit Root Test) 51 tê Bảng 2.5: Kết kiểm định đồng tích hợp theo kiểm định Trace 52 h Bảng 2.6: Kết kiểm định đồng tích hợp theo kiểm định Maximum Eigenvalue 53 in Bảng 2.7: Kết lựa chọn độ trễ cho mô hình 54 ̣c K Bảng 2.8: Kết ước lượng mô hình dài hạn 54 Bảng 2.9: Kết ước lượng mô hình ngắn hạn 56 ho Bảng 2.10 Kết kiểm định tính dừng (ADF) phần dư 57 Bảng 2.11: Kết kiểm định tính tự tương quan phần dư 58 Tr ươ ̀n g Đ ại Bảng 2.12: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi 59 x PHẦN I: ĐẶT VẤN ĐỀ Lí chọn đề tài Thị trường chứng khoán (TTCK) là kênh huy động vốn trung và dài hạn phổ biến bên cạnh hệ thống ngân hàng Nó là cầu nối nhà đầu tư (NĐT) có nguồn vốn nhàn rỗi với các doanh nghiệp (DN) cần vốn và Nhà nước cần tiền để thỏa mãn các nhu cầu chung kinh tế Ngoài nó còn cung cấp môi trường ́ uê đầu tư cho công chúng cách phong phú với đa dạng kênh đầu tư trái ́H phiếu, cổ phiếu, chứng quỹ Bên cạnh đó, TTCK có thể đánh giá hoạt động DN cách tổng hợp và chính xác thông qua giá chứng khoán Đồng thời, TTCK tê còn tạo môi trường giúp Chính phủ thực các chính sách kinh tế vĩ mô nhằm in h định hướng phát triển kinh tế Sau 18 năm hoạt động, TTCK Việt Nam đã có bước phát triển nhanh ̣c K chóng, là kênh huy động vốn hiệu cho các DN và luân chuyển vốn phục vụ công công nghiệp hóa đại hóa đất nước Tuy nhiên, TTCK Việt Nam ho còn quá non trẻ và ẩn chứa nhiều biến động, đó đầu tư vào cổ phiếu mang ại lại không ít rủi ro cho các NĐT, đặc biệt là người tham gia vào thị Đ trường chưa có nhiều kiến thức lĩnh vực chứng khoán Hơn nữa, năm gần đây, biến động các nhân tố môi trường kinh tế vĩ mô lãi ươ ̀n g suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát, cung tiền, tình hình sản xuất công nghiệp suy giảm tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng khủng hoảng kinh tế toàn cầu (2008), hay gần đây là khủng hoảng nợ công châu Âu (2010 - 2014) đã Tr tạo nhiều rủi ro cho các NĐT định đầu tư vào lĩnh vực này Tại Việt Nam, việc thay đổi các chính sách kinh tế vĩ mô đã ảnh hưởng đến tâm lý các NĐT, TTCK và hoạt động chung kinh tế Do đó việc phân tích tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến kinh tế nói chung, và TTCK nói riêng là điều cần thiết và hữu ích Khi xác định các nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến TTCK góp phần đưa các giải pháp khắc phục có tác động tiêu cực các nhân tố kinh tế vĩ mô lên TTCK giúp phát triển TTCK phù hợp với tình hình kinh tế Hiện có nhiều bài viết, nghiên cứu tìm hiểu tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK Tuy nhiên thời gian và điều kiện khác thì các nhân tố tác động và mức độ tác động đến TTCK không giống Việc nghiên cứu quan hệ các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến động TTCK Việt Nam ́ uê là quan trọng, nó góp phần giúp Chính phủ xem xét đưa các chính sách hợp lý, đảm bảo an toàn cho các tổ chức tài chính nâng cao hiệu đầu tư ́H Xuất phát từ yêu cầu thực tế trên, tôi định nghiên cứu đề tài với tê tên gọi “Ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng h khoán Việt Nam” ̣c K 2.1 Mục tiêu chung in Mục tiêu nghiên cứu ho Đề tài vận dụng mô hình VECM để đo lường ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô đến số chứng khoán VN-index đại diện cho TTCK Việt Nam ngắn hạn ại và dài hạn, từ đó đưa số khuyến nghị chính sách cho Chính phủ Đ các NĐT g 2.2 Mục tiêu cụ thể ươ ̀n - Hệ thống hoá sở lý luận ảnh hưởng số biến kinh tế vĩ mô số giá tiêu dùng (CPI), số sản xuất công nghiệp (IPI), tỉ giá hối đoái hiệu Tr dụng thực (REER), cung tiền M2, lãi suất TPCP 10 năm (INT) đến TTCK Việt Nam Đánh giá tác động mạnh yếu, theo hướng tích cực hay tiêu cực nhân tố vĩ mô đến số chứng khoán VN-index - Phân tích tác động các yếu tố vĩ mô và biến động TTCK Việt Nam giai đoạn từ tháng 1/2009 đến tháng 12/2017 - Đưa số khuyến nghị chính sách dựa trên kết đã nghiên cứu Đối tượng và phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: Đề tài tập trung nghiên cứu tác động các yếu tố kinh tế vĩ mô bao gồm CPI, IPI, REER, M2, lãi suất INT đến giá CP niêm yết trên SGDCK TP Hồ Chí Minh thông qua số VN-Index Phạm vị nghiên cứu: Dữ liệu nghiên cứu thu thập, xử lý, tính toán và phân tích giai đoạn từ tháng 1/2009 đến 12/2017 trên TTCK Việt Nam ́ uê Phương pháp nghiên cứu ́H 4.1 Phương pháp nghiên cứu tài liệu tê Tìm kiếm và đọc hiểu các tiền nghiên cứu và ngoài nước phân tích tác động các nhân tố vĩ mô đến TTCK để nắm lý thuyết và phương pháp in h xử lý số liệu lựa chọn các biến vĩ mô thích hợp cho đề tài nghiên cứu ̣c K mình 4.2 Phương pháp thu thập số liệu ho Dữ liệu các số chứng khoán theo tháng Việt Nam lấy từ Sở giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh ại Dữ liệu lãi suất TPCP 10 năm theo tháng, cung tiền M2 theo tháng tổng hợp Đ từ trang web TTCK và thông tin tài chính quốc tế (www.investing.com), g (http://finance.vietstock.vn) ươ ̀n Dữ liệu tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực theo tháng thu thập từ website Quỹ Tiền tệ quốc tế IMF (data.imf.org) Tr Dữ liệu số giá tiêu dùng và số sản xuất công nghiệp theo tháng nước thu thập từ các báo cáo tình hình kinh tế xã hội tháng Tổng cục Thống kê 4.3 Phương pháp phân tích số liệu Sử dụng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) phân tích ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô đến TTCK Việt Nam ngắn hạn và dài hạn Công cụ xử lý số liệu: Eview 8.1 và Excel 2013 (Phương pháp phân tích số liệu cụ thể trình bày rõ mục 1.3, chương 1) Kết cấu đề tài Nội dung khóa luận gồm phần chính: - Phần 1: Đặt vấn đề - Phần 2: Nội dung và kết nghiên cứu Bao gồm chương: ́ uê + Chương 1: Cơ sở lý luận giá cổ phiếu và ảnh hưởng các yếu tố vĩ mô ́H đến giá cổ phiếu trên TTCK tê + Chương 2: Phân tích ảnh hưởng các yếu tố kinh tế vĩ mô đến giá cổ phiếu Chương 3: Thảo luận kết nghiên cứu và khuyến nghị số chính sách Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K in h - Phần 3: Kết luận và kiến nghị PHẦN II: NỘI DUNG NGHIÊN CỨU CHƯƠNG 1: CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ GIÁ CỔ PHIẾU VÀ ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN 1.1 Tổng quan thị trường chứng khoán ́ uê 1.1.1 Chứng khoán ́H 1.1.1.1 Khái niệm Theo Điều 6, Luật Chứng khoán (2006), “Chứng khoán là chứng xác tê nhận quyền và lợi ích hợp pháp người sở hữu tài sản phần vốn h tổ chức phát hành Chứng khoán thể hình thức chứng chỉ, bút toán ̣c K - CP, trái phiếu, chứng quỹ; in ghi sổ liệu điện tử, bao gồm các loại sau đây: - Quyền mua cổ phần, chứng quyền, quyền chọn mua, quyền chọn bán, hợp ho đồng tương lai, nhóm chứng khoán số chứng khoán; ại - Hợp đồng góp vốn đầu tư; Đ - Các loại chứng khoán khác Bộ Tài chính quy định.” g 1.1.1.2 Phân loại ươ ̀n Cổ phiếu: Theo Luật Chứng khoán (2006), cổ phiếu là loại chứng khoán xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp người sở hữu phần vốn cổ phần Tr tổ chức phát hành Trái phiếu: Theo Luật Chứng khoán (2006), trái phiếu là loại chứng khoán xác nhận quyền và lợi ích hợp pháp người sở hữu phần vốn nợ tổ chức phát hành Chứng quỹ: Theo Luật Chứng khoán (2006), chứng quỹ là loại chứng khoán xác nhận quyền sở hữu NĐT phần vốn góp quỹ đầu tư đại chúng Chứng khoán có thể chuyển đổi: Theo Luật Chứng khoán (2006), chứng khoán có thể chuyển đổi là chứng khoán cho phép người nắm giữ nó tùy theo lựa chọn và điều kiện định có thể chuyển đổi thành loại chứng khoán khác Thông thường có CP ưu đãi chuyển thành CP thường và trái phiếu chuyển thành CP thường Chứng khoán phái sinh: Theo Luật Chứng khoán (2006, chứng khoán phái ́ uê sinh là loại tài sản tài chính có dòng tiền tương lai phụ thuộc vào giá trị hay số tài sản sở Tài sản sở có thể là hàng hóa, ngoại tệ, chứng khoán ́H số chứng khoán tê 1.1.1.3 Đặc điểm chứng khoán h Tính khoản (tính lỏng): Theo Bùi Kim Yến (2008), tính lỏng là khả in chuyển đổi chứng khoán đó thành tiền mặt mức giá gần với giá hợp lý thị ̣c K trường Khả này cao hay thấp phụ thuộc vào khoảng thời gian chuyển đổi và ho rủi ro việc giảm sút giá trị chứng khoán đó chuyển đổi Tính sinh lời: Theo Bùi Kim Yến (2008), tính lời là thu nhập đảm bảo ại lợi tức phân chia năm và việc tăng giá chứng khoán trên thị trường Đ Khả sinh lời quan hệ chặt chẽ với rủi ro tài sản Mức độ chấp g nhận rủi ro càng cao thì lợi nhuận kỳ vọng càng lớn ươ ̀n Tính rủi ro: Theo Bùi Kim Yến (2008), tính rủi ro là chênh lệch lợi nhuận kỳ vọng và lợi nhuận thực tế, là mức độ xác suất mà tài sản có thể Tr tăng giảm giá trị Giá trị chứng khoán chịu tác động lớn hai loại rủi ro là rủi ro hệ thống và rủi ro phi hệ thống Các NĐT thường quan tâm tới việc xem xét, đánh giá các rủi ro liên quan, trên sở đó đề các định việc lựa chọn, nắm giữ hay bán các chứng khoán - Rủi ro có hệ thống: hay rủi ro thị trường là loại rủi ro tác động tới toàn hầu hết các tài sản Loại rủi ro này chịu tác động các điều kiện kinh tế chung như: lạm phát, thay đổi tỷ giá hối đoái - Rủi ro phi hệ thống: là loại rủi ro tác động đến tài sản nhóm nhỏ các tài sản Loại rủi ro này thường liên quan tới điều kiện nhà phát hành 1.1.2 Thị trường chứng khoán 1.1.2.1 Khái niệm Theo Bùi Kim Yến (2008), TTCK là phận thị trường tài chính, là ́ uê nơi diễn quá trình phát hành, mua bán chứng khoán và là kênh huy động các ́H nguồn vốn xã hội nhằm đầu tư vào các hoạt động DN tài trợ cho các dự án tăng trưởng kinh tế Chính phủ - TTCK đo lường phát triển kinh tế tê quốc gia và xem là hiệu giá chứng khoán điều chỉnh nhanh ̣c K in các chính sách kinh tế vĩ mô Chính phủ h chóng xuất thông tin khiến tâm lý NĐT thay đổi hay điều tiết 1.1.2.2 Cấu trúc thị trường chứng khoán ho Xét luân chuyển các nguồn vốn trên thị trường, TTCK có hai loại: - Thị trường sơ cấp: là thị trường mua bán các chứng khoán phát hành ại Trên thị trường này, vốn từ NĐT chuyển sang nhà phát hành thông qua việc Đ NĐT mua các chứng khoán phát hành g - Thị trường thứ cấp: Là nơi giao dịch các chứng khoán đã phát hành trên ươ ̀n thị trường sơ cấp Thị trường thứ cấp đảm bảo tính khoản cho các chứng khoán đã phát hành Thị trường thứ cấp là nơi trao đổi, mua bán các chứng khoán Tr đã phát hành NĐT mua bán lại chứng khoán nhằm vào các mục đích cất giữ tài sản tài chính, nhận khoản thu nhập cố định hàng năm, hưởng chênh lệch giá - Mối liên hệ thị trường sơ cấp và thị trường thứ cấp: + Thị trường sơ cấp là sở, tiền đề cho hình thành và phát triển thị trường thứ cấp vì đó là nơi cung cấp hàng hóa chứng khoán lưu thông trên thị trường thứ cấp Không có thị trường sơ cấp thì không thể có xuất thị trường thứ cấp Thị trường thứ cấp là loại thị trường đặc biệt, nó không thể đời chừng nào chưa có thị trường sơ cấp rộng rãi, vững với nhiều loại chứng khoán đa dạng, phong phú, hấp dẫn nhiều NĐT và công chúng đến bỏ vốn để đầu tư vào chứng khoán + Ngược lại, thị trường thứ cấp là động lực, là điều kiện cho phát triển thị trường sơ cấp Vì chứng khoán đã phát hành trên thị trường, ́ uê không có thị trường thứ cấp để lưu hành, mua bán, trao đổi tạo tính khoản ́H cho chứng khoán thì thật khó có thể thuyết phục NĐT bỏ tiền mua chứng khoán + Chính việc mua bán giao dịch chứng khoán trên thị trường thứ cấp làm lưu tê động hóa vốn đầu tư, các NĐT có thể chuyển từ chứng khoán thành tiền mặt, h chuyển từ loại chứng khoán này sang chứng khoán khác, chuyển từ lĩnh vực đầu tư in này sang lĩnh vực đầu tư khác cách dễ dàng ̣c K + Với khả khoản cao chứng khoán mà tính chất động thị trường thứ cấp đã hấp dẫn các NĐT bỏ tiền mua chứng khoán Điều này ho chính là điều kiện để các nhà phát hành chứng khoán có thể bán chứng ại khoán trên thị trường sơ cấp và huy động số vốn lớn theo nhu cầu Đ Căn vào phương thức hoạt động thị trường, TTCK bao gồm: g - TTCK tập trung: các giao dịch tổ chức tập trung theo địa điểm ươ ̀n vật chất Hình thái điển hình TTCK tập trung là SGDCK (Stock exchange) Tại SGDCK (SGDCK), các giao dịch tập trung địa điểm; các lệnh Tr chuyển tới sàn giao dịch và tham gia vào quá trình ghép lệnh để hình thành nên giá giao dịch - TTCK phi tập trung: còn gọi là thị trường OTC (over the counter) Trên thị trường OTC, các giao dịch tiến hành qua mạng lưới các công ty chứng khoán phân tán trên khắp quốc gia và nối với mạng điện tử Giá trên thị trường này hình thành theo phương thức thoả thuận Căn vào hàng hóa trên thị trường, TTCK phân thành: - Thị trường CP: là thị trường giao dịch và mua bán các loại CP, bao gồm CP thường, CP ưu đãi - Thị trường trái phiếu: là thị trường giao dịch và mua bán các loại trái phiếu đã phát hành, các trái phiếu này bao gồm các trái phiếu công ty, trái phiếu đô thị và trái phiếu chính phủ ́ uê - Thị trường các công cụ chứng khoán phái sinh: là thị trường phát hành và ́H mua bán lại các chứng từ tài chính khác quyền mua CP, chứng quyền, hợp tê đồng quyền chọn h Chủ thể tham gia TTCK gồm: in - Nhà phát hành: là các tổ chức thực huy động vốn thông qua TTCK ̣c K Nhà phát hành có thể là Chính phủ, chính quyền địa phương, Công ty - Chính phủ phát hành các loại trái phiếu chính phủ nhằm huy động tiền bù ho đắp thâm hụt ngân sách thực công trình quốc gia lớn ại - Chính quyền địa phương phát hành trái phiếu địa phương để huy động tiền Đ đầu tư cho các công trình hay chương trình kinh tế, xã hội địa phương - Các công ty muốn huy động vốn đầu tư phát triển sản xuất phát hành trái ươ ̀n g phiếu công ty CP - Nhà đầu tư: Tr + NĐT cá nhân + NĐT tổ chức: công ty đầu tư, công ty bảo hiểm, quỹ bảo hiểm xã hội, công ty tài chính, ngân hàng thương mại - Các tổ chức kinh doanh trên TTCK: + Công ty chứng khoán + Quỹ đầu tư chứng khoán + Các trung gian tài chính - Các tổ chức liên quan đến chứng khoán: + Cơ quan quản lý Nhà nước + Sở giao dịch chứng khoán + Hiệp hội các nhà kinh doanh chứng khoán ́ uê + Tổ chức lưu ký và toán bù trừ chứng khoán ́H + Công ty dịch vụ máy tính chứng khoán tê + Các tổ chức tài trợ chứng khoán h + Công ty đánh giá hệ số tín nhiệm in 1.1.2.3 Chức thị trường chứng khoán ̣c K Huy động vốn đầu tư cho kinh tế: Khi các NĐT mua chứng khoán các công ty phát hành, số tiền nhàn rỗi họ đưa vào hoạt động sản xuất kinh ho doanh và qua đó góp phần mở rộng sản xuất xã hội Thông qua TTCK, Chính phủ và chính quyền các địa phương huy động các nguồn vốn cho mục đích Đ ại sử dụng và đầu tư phát triển hạ tầng kinh tế, phục vụ các nhu cầu chung xã hội Cung cấp môi trường đầu tư cho công chúng: TTCK cung cấp cho công g chúng môi trường đầu tư lành mạnh với các hội lựa chọn phong phú Các ươ ̀n loại chứng khoán trên thị trường khác tính chất, thời hạn và độ rủi ro, cho phép các NĐT có thể lựa chọn loại hàng hoá phù hợp với khả năng, mục tiêu và Tr sở thích mình Tạo tính khoản cho các chứng khoán: Nhờ có TTCK các NĐT có thể chuyển đổi các chứng khoán họ sở hữu thành tiền mặt các loại chứng khoán khác họ muốn Khả khoản là đặc tính hấp dẫn chứng khoán người đầu tư Đây là yếu tố cho thấy tính linh hoạt, an toàn vốn đầu tư TTCK hoạt động càng động và có hiệu thì tính khoản các chứng khoán giao dịch trên thị trường càng cao 10 Đánh giá hoạt động DN: Thông qua chứng khoán, hoạt động các DN phản ánh cách tổng hợp và chính xác, giúp cho việc đánh giá và so sánh hoạt động DN nhanh chóng và thuận tiện, từ đó tạo môi trường cạnh tranh lành mạnh nhằm nâng cao hiệu sử dụng vốn, kích thích áp dụng công nghệ mới, cải tiến sản phẩm Tạo môi trường giúp Chính phủ thực các chính sách kinh tế vĩ mô: Các ́ uê số TTCK phản ánh động thái kinh tế cách nhạy bén và chính xác Giá các chứng khoán tăng lên cho thấy đầu tư mở rộng, kinh tế tăng ́H trưởng; ngược lại giá chứng khoán giảm cho thấy các dấu hiệu tiêu cực tê kinh tế Vì thế, TTCK gọi là phong vũ biểu kinh tế và là công cụ h quan trọng giúp Chính phủ thực các chính sách kinh tế vĩ mô Thông qua in TTCK, Chính phủ có thể mua và bán trái phiếu Chính phủ để tạo nguồn thu bù ̣c K đắp thâm hụt ngân sách và quản lý lạm phát Ngoài ra, Chính phủ có thể sử dụng số chính sách, biện pháp tác động vào TTCK nhằm định hướng đầu tư ho đảm bảo cho phát triển cân đối kinh tế 1.1.2.4 Nguyên tắc hoạt động thị trường chứng khoán ại Nguyên tắc cạnh tranh tự do: TTCK phải hoạt động dựa trên sở cạnh tranh tự Đ Các nhà phát hành, NĐT có quyền tự tham gia và rút khỏi thị trường Giá g chứng khoán trên thị trường phản ánh mối quan hệ cung cầu chứng khoán Trên thị ươ ̀n trường sơ cấp, các nhà phát hành cạnh tranh với để bán chứng khoán mình cho các NĐT, các NĐT tự lựa chọn chứng khoán mà họ muốn Trên thị Tr trường thứ cấp, các NĐT cạnh tranh tự để tìm kiếm lợi nhuận cho mình Nguyên tắc trung gian mua bán: hoạt động giao dịch, mua bán chứng khoán trên TTCK thực thông qua các trung gian hay còn gọi la các nhà môi giới, đó là các công ty chứng khoán Các nhà môi giới thực giao dịch theo lệnh khách hàng và hưởng hoa hồng Ngoài nhà môi giới còn có thể cung cấp các dịch vụ khác cung cấp thông tin và tư vấn cho khách hàng việc đầu tư Theo nguyên tắc trung gian trên thị trường sơ cấp, các NĐT không trực 11 tiếp thoả thuận với để mua bán chứng khoán Các NĐT thường không mua trực tiếp người phát hành mà mua từ các nhà bảo lãnh phát hành Trên thị trường thứ cấp, họ phải thông qua các nhà môi giới mình để đặt lệnh Các nhà môi giới nhập lệnh vào hệ thống để khớp lệnh Nguyên tắc đấu giá: giá chứng khoán xác định thông qua việc đấu giá các lệnh mua và các lệnh bán Tất các thành viên tham gia thị trường không thể can thiệp vào việc xác định giá này Trên TTCK thường tồn các hình ́ uê thức đấu giá sau: ́H - Đấu giá trực tiếp là việc các nhà môi giới gặp trên sàn giao dịch và tê trực tiếp đấu giá thông qua người trung gian quầy giao dịch để thương lượng giá h - Đấu giá gián tiếp là hình thức đấu giá mà các nhà môi giới chứng khoán in không trực tiếp gặp mà việc thương lượng giá thực gián tiếp thông ̣c K qua hệ thống điện thoại và mạng lưới máy tính - Đấu giá tự động là hình thức đấu giá qua hệ thống mạng máy tính nối ho máy chủ Sở giao dịch với hệ thống máy tính các công ty chứng khoán thành viên Các lệnh giao dịch từ các nhà môi giới nhập vào hệ thống máy chủ ại Sở giao dịch chứng khoán Hệ thống máy chủ này xác định mức giá cho Đ mức giá chứng khoán giao dịch với khối lượng cao g - Đấu giá định kỳ là hình thức đấu giá đó các giao dịch chứng khoán ươ ̀n mức giá cách tập hợp tất các đơn đặt hàng mua và bán khoảng thời gian định Đấu giá định kỳ là phương thức xác định mức giá Tr cân cung và cầu - Đấu giá liên tục là hình thức đấu giá đó việc mua bán chứng khoán tiến hành liên tục cách phối hợp các đơn đặt hàng khách hàng có các đơn đặt hàng có thể phối hợp Nguyên tắc công khai: tất các hoạt động trên TTCK phải đảm bảo tính công khai Việc công khai thông tin TTCK phải đảm bảo tính chính xác, kịp thời, dễ tiếp cận 12 1.1.3 Chỉ số giá chứng khoán 1.1.3.1 Khái niệm Theo Bùi Kim Yến (2008), số giá chứng khoán là giá trị thống kê phản ảnh tình hình thị trường CP Chỉ số này tổng hợp từ danh mục các CP theo phương pháp tính định Thông thường danh mục bao gồm các CP có đặc điểm chung cùng niêm yết sở giao dịch, cùng ngành ́ uê cùng mức vốn hóa thị trường ́H Chỉ số giá chứng khoán không các nhà kinh tế học quan tâm nghiên cứu vì mối liên lết chặt chẽ với kinh tế, xã hội quốc gia mà tê NĐT và quản lý thị trường có thể thông qua đó để mô tả thị trường, so sánh h lợi nhuận ước tính tỷ suất sinh lời theo yêu cầu mình trước đưa các ̣c K in định đầu tư TTCK Việt Nam có các số giá chứng khoán phổ biến là số ho VN-Index trên SGDCK thành phố Hồ Chí Minh và số HNX-index trên SGDCK Hà Nội Ngoài còn có số Upcom-index, VN30, HNX30 Chỉ số VN-Index ại thường sử dụng để nghiên cứu nhiều so với các số còn lại Đ 1.1.3.2 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index g Chỉ số giá chứng khoán VN-Index là số thể xu hướng biến động giá ươ ̀n tất các CP niêm yết và giao dịch trên SGDCK thành phố Hồ Chí Minh Tr Công thức tính số giá chứng khoán VN-Index theo phương pháp Passcher VN-Index = ∑P1iQ1i / ∑P0iQ0i Trong đó: - ∑P1iQ1i là tổng giá trị vốn hóa thị trường các công ty niêm yết thời điểm - ∑P0iQ0i là tổng giá trị vốn hóa thị trường các công ty niêm yết thời điểm gốc (ngày 28/07/2000) 13 1.2 Các nhân tố vĩ mô ảnh hưởng đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán 1.2.1 Tỉ giá hối đoái 1.2.1.1 Khái niệm Theo Nguyễn Minh Kiều (2013), tỷ giá hối đoái là giá đơn vị tiền tệ nước biểu đồng tiền nước khác, là hệ số quy đổi đồng tiền này sang đồng tiền khác Về nội dung, tỷ giá hối đoái là phạm trù kinh ́ uê tế, bắt nguồn từ nhu cầu trao đổi hàng hóa, dịch vụ, phát sinh trực tiếp từ tiền tệ và ́H quan hệ tiền tệ các quốc gia Tỷ giá mặt phản ánh sức mua đồng nội tệ, tê mặt khác thể cung cầu ngoại hối NEER (tỷ giá hiệu dụng danh nghĩa): đại diện cho giá trị tương đối đồng in h tiền nội địa so với rổ đồng tiền các nước có giá trị giao thương lớn ̣c K với quốc gia đó REER (tỷ giá hiệu dụng thực): là NEER sau đã hiệu chỉnh theo lạm phát 1.2.1.2 Phân loại ại đồng tiền nội địa ho (Ở đây số hiệu chỉnh CPI hàng tháng) REER phản ảnh giá trị thực Đ Căn vào phương tiện chuyển ngoại hối, có các loại tỷ giá: g - Tỷ giá điện hối (T/T Rate): là tỷ giá chuyển ngoại hối điện Tỷ giá này ươ ̀n yết các điểm giao dịch ngoại hối, trên các bảng điện và là tỷ giá sở để xác định các loại tỷ giá khác Tr - Tỷ giá thư hối (M/T Rate): là tỷ giá chuyển ngoại hối thư.Tỷ giá thư hối tỷ giá điện hối trừ lại phát sinh thời gian chuyển thư hối Căn vào phương tiện toán quốc tế, có các loại tỷ giá: - Tỷ giá Séc (Cheque Rate): là tỷ giá áp dụng cho việc mua bán các loại séc ngoại tệ Tỷ giá séc thấp tỷ giá điện hối Tùy thuộc vào loại séc, có tỷ giá séc trả và tỷ giá séc có kỳ hạn 14 - Tỷ giá hối phiếu trả (Draft Rate): là tỷ giá áp dụng cho việc mua bán các loại hối phiếu có kỳ hạn ngoại tệ Tỷ giá hối CP có kỳ hạn tỷ giá điện hối trừ lãi phát sinh từ hối phiếu phát hành đến hối phiếu trả tiền Khoảng thời gian này bao gồm thời gian chuyển hối phiếu và kỳ hạn hối phiếu - Tỷ giá chuyển khoản (Transfer Rate): là tỷ giá áp dụng cho việc mua bán ngoại hối mà việc chuyển trả ngoại hối thực cách chuyển khoản qua ́ uê ngân hàng Trong nhiều trường hợp, tỷ giá chuyển khoản có thể lớn tỷ giá điện ́H hối (nhưng thường với tỷ giá mua) - Tỷ giá tiền mặt (Cash Rate): là tỷ giá áp dụng cho việc mua bán ngoại hối tê mà việc chuyển trả ngoại hối là tiền mặt in h Căn vào thời điểm giao dịch, có các loại tỷ giá: ̣c K - Tỷ giá mở cửa (Opening Rate): là tỷ giá vào đầu giao dịch hay tỷ giá mua bán ngoại hối hợp đồng giao dịch đầu tiên ngày Tỷ giá mở cửa ho trung tâm giao dịch cụ thể có thể là tỷ giá hợp đồng giao dịch cuối cùng ngày giao dịch trước (tỷ giá đóng cửa ngày giao dịch trước) tỷ giá giao ại dịch trung tâm giao dịch gần địa lý giao dịch Đ - Tỷ giá đóng cửa (Closing Rate): tỷ giá hợp đồng giao dịch cuối cùng g ngày giao dịch ươ ̀n Căn vào phương thức giao dịch trên thị trường, có các loại tỷ giá: - Tỷ giá giao (Spot Rate): Tỷ giá áp dụng cho việc mua bán ngoại hối Tr mà việc giao nhận ngoại hối thực vòng ngày làm việc kể từ ngày giao dịch - Tỷ giá có kỳ hạn (Forward Rate): là tỷ giá mua bán ngoại hối mà việc giao nhận ngoại hối thực sau kỳ hạn theo thỏa thuận hợp đồng Tỷ giá có kỳ hạn người kinh doanh tiền tệ tính toán trên sở tỷ giá giao và niêm yết 15 Căn vào ngiệp vụ mua bán ngoại tệ, có các loại tỷ giá: - Tỷ giá mua (BID Rate): là tỷ giá ngân hàng mua ngoại hối vào - Tỷ giá bán (ASK Rate): là tỷ giá ngân hàng bán ngoại hối cho khách hàng Căn vào chế điều hành chính sách tỷ giá: - Tỷ giá chính thức (ở Việt Nam ngày là tỷ giá giao dịch bình quân trên thị trường ngoại tệ liên ngân hàng): Là tỷ giá Ngân hàng Trung ương công bố, ́ uê áp dụng để tính thuế xuất nhập và số hoạt động khác liên quan đến ́H tỷ giá chính thức Ngoài ra, Việt Nam tỷ giá chính thức còn là sở để các tê NHTM xác định giá kinh doanh biên độ cho phép h - Tỷ giá chợ đen: Là tỷ giá hình thành bên ngoài hệ thống ngân hàng, in quan hệ cung cầu trên thị trường chợ đen định ̣c K - Tỷ giá cố định: Là tỷ giá NHTW công bố biên độ dao động hẹp Dưới áp lực cung cầu thị trường, để trì tỷ giá cố định, buộc NHTW ho phải thường xuyên can thiệp, đó làm cho dự trữ ngoại hối quốc gia thay đổi ại - Tỷ giá thả hoàn toàn: Là tỷ giá hình thành hoàn toàn theo quan hệ Đ cung cầu trên thị trường, NHTW không can thiệp - Tỷ giá thả có điều tiết: Là tỷ giá thả nổi, NHTW tiến hành ươ ̀n g can thiệp để tỷ giá biến động theo hướng có lợi cho kinh tế 1.2.1.3 Mối quan hệ tỷ giá và giá cổ phiếu Tr Đối với NĐT nước ngoài, họ đầu tư vào TTCK nước, điều mà họ quan tâm hết là tỷ giá, vì nó ảnh hưởng trực tiếp đến dòng tiền đầu tư họ Họ tiến hành mua CP đồng nọi tệ quốc gia đó mạnh lên Chẳng hạn đồng Việt Nam tăng giá, dòng tiền mà các NĐT nước ngoài chuyển sang đồng Việt Nam giảm ít so với tỷ giá ban đầu, làm giảm tỷ suất sinh lời dòng tiền đầu tư họ Lúc này, thay vì đầu tư vào TTCK Việt Nam, họ đầu tư vào các quốc gia khác với tỷ giá làm cho giá trị dòng tiền họ cao Đây là các yếu tố làm giảm giá cổ phiếu trên TTCK Tuy nhiên, đây là so sánh 16 dựa trên chênh lệch tỷ giá hai quốc gia Thực tế cho thấy mặc dù tỷ giá thấp với môi trường chính trị ổn định làm cho họ xem xét đầu tư vào nước đó Đặc biệt, dao động tỷ giá có thể có tác động đáng kể đến lợi ích và giá trị công ty nội địa tham gia trao đổi, mua bán hàng hóa với thị trường quốc tế và công ty đa quốc gia Nói cách khác, thay đổi tỷ giá ảnh hưởng đến DN nhập và xuất người tham gia TTCK ́ uê đánh giá thành công ty qua thu nhập báo cáo báo cáo tài chính ́H Nếu đồng nội tệ tăng giá, hàng hóa nước đắt hàng hóa nước tê ngoài nên hoạt động xuất gặp khó khăn nhập lại gặp nhiều thuận lợi Lợi nhuận DN xuất giảm dòng tiền ngoại tệ thu vào h chuyển sang nội tệ giảm nhiều, từ đó làm giá cổ phiếu giảm in mạnh Bên cạnh đó, hàng ngoại tràn vào thị trường nước, nhu cầu dùng đồ ̣c K ngoại tăng lên Điều này làm cho lợi nhuận các DN nước bị giảm đi, tỷ suất sinh lợi cổ phiếu giảm xuống và không thu hút nhiều NĐT Trong ho đó, DN nhập máy móc, nguyên vật liệu với giá rẻ, chi phí sản xuất giảm làm cho lợi nhuận tăng lên đáng kể Lúc này, giá cổ phiếu ại DN nhập lại tăng lên Đ Trong tình ngược lại, đồng nội tệ giảm giá, thì thuận lợi cho tình g hình xuất và kinh doanh nước, hàng nhập đắt hàng nội địa ươ ̀n và nhu cầu sử dụng hàng sản xuất nước tăng lên Lợi nhuận DN sản xuất nước vì tăng lên Tr Như vậy, tác động thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá cổ phiếu trên TTCK là đồng biến hay nghịch biến phụ thuộc vào nhiều khía cạnh Do đó, khá khó khăn để đưa nhận xét tình hình chung giá cổ phiếu trên TTCK có biến động tỷ giá hối đoái Nếu xét khía cạnh thương mại quốc tế, Việt Nam là nước nhập siêu 10 năm từ 2006 – 2015 và áp dụng phương pháp yết giá trực tiếp thì tỷ giá hối đoái có tác động nghịch đến giá cổ phiếu trên TTCK Giả thuyết 1: TGHĐ có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK 17 1.2.2 Lạm phát 1.2.2.1 Khái niệm Theo Nguyễn Minh Kiều (2013), lạm phát là tăng mức giá chung hàng hóa và dịch vụ theo thời gian và giá trị loại tiền tệ Khi so sánh với các nước khác thì lạm phát là giảm giá trị tiền tệ quốc gia này so với các loại tiền tệ quốc gia khác ́ uê 1.2.2.2 Phân loại ́H Căn vào mức độ, lạm phát phân thành các loại sau: tê - Lạm phát vừa phải: Xảy tốc độ tăng giá mức số (dưới h 10%/năm) Trong điều kiện lạm phát vừa phải, giá tăng chậm, thường xấp xỉ in mức tăng tiền lương Do đó, giá trị tiền tệ tương đối ổn định, tạo thuận lợi cho ̣c K môi trường kinh tế xã hội Tác hại lạm phát vừa phải là không đáng kể - Lạm phát phi mã: Xảy giá tăng nhanh, mức hai, ba số ho 50%, 100%, 200%/năm Trong điều kiện lạm phát phi mã, sản xuất không phát triển, ại hệ thống tài chính bị suy tàn Đ - Siêu lạm phát: Xảy tốc độ tăng giá vượt xa mức lạm phát phi mã, có thể lên tới hàng ngàn lần Siêu lạm phát có sức phá hủy mạnh toàn hoạt động ươ ̀n g kinh tế và kèm là suy thoái kinh tế nghiêm trọng 1.2.2.3 Mối quan hệ lạm phát và giá cổ phiếu Tr Mối quan hệ lạm phát và TTCK thông thường là mối quan hệ ngược chiều Khi lạm phát cao, đồng tiền giá khiến NĐT chuyển sang nắm giữ vàng, bất động sản, ngoại tệ mạnh…thay vì đầu tư khiến DN thiếu vốn để mở rộng sản xuất, tăng trưởng kinh tế nhìn chung chậm lại Đồng thời, mức chia cổ tức trên CP dù cao giá trị thực là thấp là lý khiến TTCK không còn là kênh đầu tư hấp dẫn Giả thuyết 2: Lạm phát có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK 18 1.2.3 Lãi suất trái phiếu chính phủ 10 năm 1.2.3.1 Khái niệm Trái phiếu chính phủ là trái phiếu Chính phủ phát hành nhằm mục đích bù đắp thâm hụt ngân sách, tài trợ cho các công trình phúc lợi công cộng trung ương và địa phương làm công cụ điều tiết tiền tệ Đặc điểm trái phiếu chính phủ là không có rủi ro toán và có độ khoản cao Do đó, lãi ́ uê suất trái phiếu chính phủ xem là chuẩn ấn định mức lãi suất ́H các công cụ nợ khác có cùng kỳ hạn1 tê 1.2.3.2 Phân loại Trái phiếu kho bạc (Treasury bonds): Kho bạc thay mặt Chính phủ phát in h hành để huy động vốn dài hạn nhằm tài trợ cho Chi tiêu Ngân sách nhà nước Ở Mỹ, ̣c K trái phiếu kho bạc có hai loại là Treasury note với thời hạn trên năm và không quá 10 năm và Treasury bond với thời hạn trên 10 năm Ở Việt Nam, trái phiếu kho bạc ho thường có thời hạn và năm Công trái nhà nước (State bonds): là loại trái phiếu dài hạn đặc biệt, phát ại hành đợt, không thường xuyên Loại này khá ưa chuộng vì không có rủi Đ ro, mặc dù lãi suất tương đối thấp lại không phải chịu thuế g Công trái Việt Nam phát hành không phải nhằm vay vốn để bù đắp ươ ̀n thâm hụt ngân sách mà để động viên người dân cho Chính phủ vay vốn để đầu tư vào các dự án, công trình phục vụ cho lợi ích chung xã hội Vì mà công Tr trái Việt Nam có tên gọi là Công trái xây dựng tổ quốc Trước đây, công trái Việt Nam thường có mức lãi suất thấp nên không hấp dẫn nhà đầu tư, gần đây, mức lãi suất đã điều chỉnh hợp lý nhằm trước hết là đối phó với rủi ro giá đồng tiền lạm phát Ví dụ Công trái Giáo dục phát hành năm 2005 Công trái Giáo dục có thời hạn năm, lãi suất 8.2%/năm Tiền gốc và lãi (Theo Thị trường trái phiếu (Bond market) – tổng quan bốn phận cấu thành thị trường tài chính – M.Pearlie) 19 công trái toán lần đáo hạn (sau 60 tháng) các Kho bạc Nhà nước Như tổng lãi suất năm là 41% Công trái giáo dục phát hành theo hai hình thức: chứng không ghi tên, in trước mệnh giá gồm 11 loại từ mệnh giá 50.000 đồng đến 100 triệu đồng Loại chứng có ghi tên, không in trước mệnh giá sử dụng các cá nhân, tổ chức mua công trái có giá trị từ 50 triệu đồng trở lên (tối đa là 10 tỷ đồng) ́ uê 1.2.3.3 Mối quan hệ lãi suất và giá cổ phiếu ́H Lãi suất TPCP xem là lãi suất chuẩn; thay đổi dù là ngắn hạn hay dài hạn lãi suất này ảnh hưởng đến lãi suất chiết khấu và tê TTCK in h Các NĐT trái phiếu thường theo dõi sát tình hình kinh tế, và lãi ̣c K suất là nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến kinh tế Các NĐT cổ phiếu thường tập trung vào tình hình và triển vọng công ty mình nắm giữ cổ phiếu, ho nhiên họ luôn cảnh giác với thay đổi lãi suất Theo lý thuyết lượng cầu tài sản, lượng cầu tài sản thường có tương quan thuận với gia tăng ại của cải; cải tăng lên, lượng cầu các loại tài sản khác tăng Đ theo mức độ khác Do đó, lãi suất thấp, nhiều NĐT trước đây đã mua trái phiếu nhằm tìm kiếm an toàn thường có xu hướng bán trái phiếu để tìm ươ ̀n g kiếm thu nhập cao từ TTCK, ngược lại NĐT cảm nhận là họ có thể nhận mức thu nhập cao từ trái phiếu thì dòng tiền chảy khỏi TTCK Tr Bên cạnh đó, lãi suất trái phiếu tăng thường đồng nghĩa với lãi suất chiết khấu tăng và ngược lại Khi lãi suất chiết khấu tăng, các ngân hàng tăng lãi suất cho vay khách hàng Xét trường hợp các cá nhân vay tiền ngân hàng, khoản vốn vay họ lúc này có chi phí cao hơn, đó họ phải tính toán và xem xét cách kĩ lưỡng khả toán nợ và lãi vay để cuối cùng đưa các định vay Điều này làm hạn chế mức vay nợ xuống nên hạn chế khả đầu tư họ vào cổ phiếu Còn các DN, họ còn chịu tác động nhiều họ cần vay tiền từ NHTM để trì hoạt động và mở rộng sản xuất Một 20 các khoản vay trở nên đắt thì các DN có tâm lý ngại vay tiền và thực tế thì họ phải trả lãi suất cao cho các khoản vay Với DN thời kỳ tăng trưởng thì điều này có thể tác động nghiêm trọng, DN phải thu hẹp phạm vi hoạt động và kết là lợi nhuận bị giảm sút Một DN bị thị trường nhìn thấy là cắt giảm các chi phí đầu tư tăng trưởng là DN tạo lợi nhuận ít vì chi phí vay nợ tăng cao là doanh thu sụt giảm người tiêu dùng thì dòng tiền tương lai dự đoán giảm Và hệ là giá cổ phiếu DN thấp xuống ́ uê Nếu số lượng DN trên TTCK có sụt giảm này đủ lớn thì xét toàn thị trường, ́H số chứng khoán giảm tê Ngoài ra, lãi suất nước tăng có tác dụng thu hút luồng ngoại tệ đổ h vào, gián tiếp giúp đồng nội tệ tăng giá và tác động làm giảm tỷ giá hối đoái in Các DN xuất bối cảnh này gặp khó khăn hàng hóa xuất bị đắt ̣c K lên, đồng thời trước đó đã chịu thêm chi phí vốn vay lãi suất tăng Hệ là doanh thu và kỳ vọng lợi nhuận tương lai các DN này bị ảnh hưởng, làm giá ho cổ phiếu DN trên thị trường sa sút Còn nhóm DN phải nhập phần lớn nguyên liệu đầu vào cho sản xuất kinh doanh, thì bối cảnh lãi suất tăng lại là lợi ại cho họ Tuy nhiên, ảnh hưởng chi phí vốn vay tăng lên, phần lợi này có Đ nguy bị triệt tiêu Đối với quốc gia mà chủ yếu nguyên vật liệu nhập từ g nước ngoài, lãi suất tăng (với mức hợp lý) đôi là yếu tố hỗ trợ cho ươ ̀n TTCK Nhìn chung, mặc dù thông thường có mối quan hệ nghịch biến rõ rệt lãi suất và giá cổ phiếu trên TTCK điều này không hẳn luôn luôn đúng Tr Giả thuyết 3: Lãi suất có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK 1.2.4 Chỉ số sản phẩm công nghiệp 1.2.4.1 Khái niệm Là tỷ lệ phần trăm khối lượng sản xuất công nghiệp tạo kỳ với khối lượng sản xuất công nghiệp kỳ gốc 21 Chỉ số sản xuất công nghiệp có thể tính với nhiều kỳ gốc khác tuỳ thuộc mục đích nghiên cứu Ở nước ta thường chọn kỳ gốc so sánh là cùng kỳ năm trước và kỳ trước liền kề; ít sử dụng gốc so sánh là tháng cố định năm nào đó Tuy nhiên, hầu hết các nước trên giới sử dụng gốc so sánh là tháng bình quân năm chọn làm gốc để tính số khối lượng sản phẩm công nghiệp ́ uê Việc tính số sản xuất công nghiệp tính số sản xuất sản phẩm hay còn gọi là số cá thể Từ số cá thể có thể tính cho các số ́H sản xuất ngành công nghiệp cấp 4, cấp 2, cấp và toàn ngành công nghiệp; tê có thể tính cho địa phương, loại hình kinh tế và cho toàn quốc ̣c K in h Công thức tính: ho Trong đó: ại - Ix: Chỉ số sản xuất chung; Đ - IXn: Chỉ số sản xuất sản phẩm (hoặc ngành) thứ n g - WXn: Quyền số sản xuất sản phẩm (hoặc ngành) thứ n Trong ươ ̀n công thức này, quyền số thể là tỷ trọng sản phẩm ngành tỷ trọng ngành chi tiết ngành cấp cao Tr 1.2.4.2 Mối quan hệ số sản xuất công nghiệp với giá cổ phiếu Khi giá trị sản lượng công nghiệp có mức tăng trưởng, điều này cho thấy kinh tế giai đoạn phát triển và các công ty làm ăn hiệu quả, có lãi, gia tăng lợi nhuận cho các cổ đông Khi đó làm cho chứng khoán công ty trở nên hấp dẫn và giá cổ phiếu các công ty số giá cổ phiếu trên TTCK tăng lên 22 Giả thuyết 4: Chỉ số sản xuất công nghiệp có tác động tỷ lệ thuận (+) đến giá cổ phiếu trên TTCK 1.2.5 Cung tiền M2 1.2.5.1 Khái niệm Cung tiền là lượng tiền đưa vào kinh tế để đáp ứng các nhu cầu phương tiện toán, nhu cầu cất trữ các chủ thể kinh tế ́ uê Các thước đo lượng cung tiền gồm có: ́H - M0: Bao gồm tiền mặt, là phận tiền giấy NHTW phát hành lưu thông tê ngoài hệ thống ngân hàng - M1: Bao gồm M0 và tiền gửi không kỳ hạn, khoản tiền gửi này có h thể rút lúc nào theo yêu cầu, có thể tồn tài khoản phát séc ̣c K in không phát séc - M2: Bao gồm M1, tiền gửi tiết kiệm, tiền gửi có kỳ hạn ngân hàng ho - M3: Bao gồm M2, các loại tiền gửi các định chế tài chính khác ngoài ngân hàng - L: Là thước đo rộng nhất, bao gồm M3, các chứng khoán có giá tín ại phiếu kho bạc, thương phiếu, chấp phiếu ngân hàng Đ 1.2.5.2 Mối quan hệ cung tiền và giá cổ phiếu g Quan hệ cung tiền và TTCK là mối quan hệ cùng chiều thông ươ ̀n qua chính sách tiền tệ Nếu Chính phủ thi hành chính sách tiền tệ mở rộng nghĩa là tăng lượng tiền lưu thông thì việc tiêu dùng hàng hoá, các tài sản tài chính Tr chứng khoán tăng lên làm gia tăng tính khoản trên TTCK Chính sách tiền tệ mở rộng làm giảm lãi suất chiết khấu và tăng giá kỳ vọng thu nhập trên chứng khoán Ngược lại, sử dụng chính sách tiền tệ thu hẹp thì với chế tương tự, quan hệ cung tiền và TTCK là mối quan hệ cùng chiều thông qua chính sách tiền tệ Nadeem Sohail và Zakir Hussain (2009) đã dùng mô hình VECM nghiên cứu ảnh hưởng cung tiền lên số LSE25 trên SGDCK Lahore – Pakistan khoảng thời gian từ 12/2002 đến tháng 6/2008 Nghiên cứu cho thấy cung tiền tác động tích cực đến giá cổ phiếu dài hạn 23 Giả thuyết 5: Cung tiền có tác động tỷ lệ thuận (+) đến giá cổ phiếu trên TTCK 1.3 Mô hình nghiên cứu 1.3.1 Cơ sở lí luận mô hình nghiên cứu Nghiên cứu tiếp cận phương pháp Johansen và Juselius (1990) để ́ uê kiểm định đồng tích hợp và ước lượng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM cho ́H việc kiểm tra ảnh hưởng các biến kinh tế vĩ mô đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam ngắn hạn và dài hạn tê Mô hình này có ưu điểm so với các mô hình trước đó không là vì các h đặc tính số liệu kiểm định kỹ lưỡng trước lựa chọn kỹ thuật ước tính in thích hợp mà cấu trúc trễ chọn lựa trên sở liệu tạo quá trình vận động ̣c K cho các biến kinh tế ngắn hạn và dài hạn Do mà kết ước lượng theo mô hình VECM cho ta thông tin các đặc tính không ngắn hạn mà ho dài hạn Hơn nữa, mô hình này còn tránh số lỗi phương pháp OLS thông thường hồi quy giả mạo hay tượng tự tương quan mô hình OLS ại 1.3.2 Cơ sở lí luận phương pháp nghiên cứu Đ 1.3.2.1 Chuỗi thời gian ươ ̀n g a Khái niệm Chuỗi thời gian là chuỗi các điểm liệu biến đo lường, quan sát, thu thập theo mốc thời gian liền với tần suất thời gian Tr thống theo năm, theo quý, theo tháng, theo ngày, theo tuần Một chuỗi thời gian gồm dãy các giá trị quan sát X ký hiệu: {X1, X2, X3…Xt-1, Xt} với X1 là giá trị quan sát thời điểm đầu tiên và Xt là giá trị quan sát thời điểm cuối cùng Đặc biệt số liệu chuỗi thời gian phải xếp theo trình tự thời gian định, đó quan sát xảy sau luôn xếp sau quan sát xảy trước nó tức là Xt luôn xếp sau Xt-1 24 Thông thường, liệu tài chính thu thập dạng chuỗi thời gian với số lượng quan sát lớn, ghi nhận thời gian dài để tiến hành phân tích, nghiên cứu Ví dụ số VN-Index hàng ngày, giá vàng trên thị trường giới hàng ngày, CPI hàng tháng, GDP hàng năm Trong phân tích hồi quy liên quan đến chuỗi liệu thời gian có khái niệm quan là “biến trễ” Mô hình hồi quy không bao gồm giá trị mà còn có giá trị quá khứ (giá trị trễ) Mô hình hồi quy có chứa biến giải thích (biến ́ uê X) là biến trễ, gọi là mô hình phân phối trễ, còn mô hình chứa biến phụ thuộc ́H vế phải phương trình (biến Y) là biến trễ thì goi là mô hình tự hồi quy Mô hình có độ trễ càng cao thì càng dễ nhiều quan sát, đây là yếu tố cần chú ý h in b Các thành phần chuỗi thời gian tê lựa chọn mô hình Tính tự tương quan: chuỗi các quan sát số liệu chéo thường xem ̣c K là độc lập với và đó không tương quan với nhau, nhiên với số liệu chuỗi ho thời gian, ta thường thấy chúng có tính tự tương quan: corr (Xt, Xt-k) thường khác Thành phần xu hướng (trend): chuỗi thời gian xem là có tính xu ại hướng các quan sát Xt nó thể tăng lên hay giảm xuống theo thời Đ gian khoảng thời gian đủ dài Về mặt đồ thị, tính xu hướng chuỗi thời gian có thể biểu diễn dạng đường thẳng đường cong trơn Ví dụ g tốc độ tăng dân số Việt Nam có xu hướng giảm, tỷ trọng nông nghiệp ươ ̀n GDP Việt Nam có xu hướng giảm, mức giá có xu hướng tăng Thành phần mùa vụ (seasonal): là thay đổi lặp lặp lại tính theo mùa Tr năm Thành phần này có tính ngắn hạn với chu kỳ lặp lại thường là năm xảy khí hậu, ngày lễ, phong tục tập quán Ví dụ lượng khách du lịch thường tăng mạnh vào mùa hè, giá hàng hóa, thực phẩm thường cao vào dịp lễ Tết 25 ́ uê ́H tê Hình 1.1 Xu hướng và thời vụ Fulbright Việt Nam 2000 in h Nguồn: Problem set 7, Analytic method for Policy Making, Chương trình Giảng dạy Kinh tế ̣c K Thành phần chu kỳ (cyclical): là tăng lên hay giảm xuống các quan sát chuỗi liệu khoảng thời gian dài (thường là từ - 10 năm) Thành phần ho chu kỳ thường có dao động dạng sóng xung quanh trục xu hướng Ví dụ chu kỳ kinh tế tăng trưởng, suy thoái, hồi phục ại Thành phần ngẫu nhiên (irregular): là thay đổi bất thường chuỗi Đ thời gian xảy thời gian ngắn và không tuân theo quy luật vận động nào Các g nguyên nhân gây biến động ngẫu nhiên có thể là thời tiết bất thường, chiến tranh, Tr ươ ̀n khủng hoảng lượng, biến động chính trị 26 ́ uê ́H tê h Hình 1.2: Chu kỳ và ngẫu nhiên - Tăng trưởng kinh tế Hoa Kỳ 1961-1999 in Nguồn: World Development Indicator CD - Rom 2000, World Bank ̣c K 1.3.2.2 Tính dừng chuỗi thời gian ho a Khái niệm Dữ liệu chuỗi thời gian có thể xem là tạo nhờ quá trình ngẫu ại nhiên và tập hợp liệu cụ thể có thể coi là kết cá biệt hay mẫu Đ quá trình ngẫu nhiên đó Nếu xem quá trình ngẫu nhiên là tổng thể và sử dụng g liệu mẫu để suy các ước lượng tập hợp, thì chuỗi thời gian, ươ ̀n chúng ta có thể dùng kết để suy các ước lượng quá trình ngẫu nhiên Một cách tổng quát, theo Gujarati (2003), chuỗi thời gian coi là Tr dừng kì vọng và phương sai không đổi theo thời gian và giá trị hiệp phương sai hai thời đoạn phụ thuộc vào khoảng cách và độ trễ thời gian hai thời đoạn này không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai tính Cụ thể, chuỗi thời gian Xt xem là dừng nếu: - Kì vọng không đổi: E (Xt) = = const - Phương sai không đổi: Var (Xt) = E (Xt - )2 = σ2 = const 27 - Hiệp phương sai không phụ thuộc vào thời điểm tính toán: Cov ( t, Xt-k) = E [(Xt - ) (Xt-k - )] = ρk = const với t Nếu ba điều kiện trên không thỏa mãn thì chuỗi thời gian đó xem là chuỗi không dừng b Hậu chuỗi không dừng Nếu chuỗi thời gian không dừng áp dụng vào mô hình hồi quy cổ điển ́ uê thì giả định yếu tố ngẫu nhiên có kì vọng không, phương sai không đổi và ́H không tồn tự tương quan bị vi phạm Khi đó, kiểm định t, F không còn hiệu tê và ước lượng hay dự báo cho chuỗi thời gian đó không còn chính xác hay nói h cách khác phương pháp OLS không áp dụng cho các chuỗi không dừng in Điển hình là tượng hồi quy giả mạo Nếu mô hình tồn ít ̣c K biến độc lập có cùng xu với biến phụ thuộc, ước lượng mô hình ta có thể thu các hệ số có ý nghĩa thống kê và hệ số xác định R2 cao Nhưng điều này có ho thể là giả mạo, R2 cao có thể là hai biến này có cùng xu không phải chúng tương quan chặt chẽ với ại Trong thực tế, phần lớn các chuỗi thời gian là chuỗi không dừng, kết hợp Đ với hậu trình bày trên cho thấy tầm quan trọng việc xác định chuỗi g thời gian có tính dừng hay không ươ ̀n c Biến đổi chuỗi không dừng thành chuỗi dừng Để biến đổi chuỗi thời gian không dừng thành chuỗi thời gian dừng, ta Tr lấy sai phân bậc d nó với d = {1,2,…n} Nếu sau phân bậc chuỗi Xt chưa dừng thì tiếp tục lấy sai phân các bậc thỏa mãn điều kiện dừng Nghiên cứu đã chứng minh luôn tồn giá trị d xác định để sai phân bậc d Xt là chuỗi dừng Khi đó Xt gọi là liên kết bậc d, kí hiệu I(d) Cách lấy sai phân bậc d sau: - Sai phân bậc 1: D (Xt) = Xt - Xt-1 28 - Sai phân bậc 2: D (D(Xt)) = (Xt - Xt-1) - (Xt-1 - Xt-2) -… - Sai phân bậc d: D (Dd-1 (Xt)) d Nhiễu trắng (white noise error term) Giả sử ta có phương trình Xt = Xt - + ut ́ uê Nhiễu trắng là thuật chữ khoa học yếu tố ngẫu nhiên ut Nếu ut đáp ứng đầy đủ các giả thuyết mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển (OLS), tức thỏa ́H mãn đồng thời yếu tố kỳ vọng không, phương sai không đổi và hiệp tê phương sai chúng không thì ut gọi là nhiễu trắng hay chuỗi sai số ut h có tính dừng in Khi hồi quy với chuỗi thời gian có tính dừng hay sai số ut là nhiễu trắng thì ̣c K cho ta các thống kê có độ tin cậy cao, miễn là mẫu quan sát đủ lớn Nếu ut còn tồn tự tương quan nghĩa là còn có thông tin ẩn ut mà ta có thể khai thác ho để cải thiện mô hình hồi quy ại 1.3.2.3 Một số khái niệm liên quan đến mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM Đ a Bậc tích hợp g Trước vào ước lượng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số, cần phải xác ươ ̀n định bậc tích hợp các biến xem xét đưa vào mô hình Chỉ có biến có cùng bậc tích hợp có thể có đồng tích hợp và có tồn đồng tích Tr hợp hàm ý có sở vững cho việc vận dụng mô hình hiệu chỉnh sai số Chuỗi Xt không dừng, sai phân bậc d-1 Xt không dừng, sai phân bậc d dừng, đó Xt gọi là tích hợp bậc d, ký hiệu I (d) Nếu d = 0, chuỗi ban đầu là chuỗi dừng b Đồng tích hợp Đồng tích hợp là khái niệm kinh tế lượng đại và mô hình hóa tài chính, phân tích chuỗi Theo Engle & Granger (1987), xét mô hình có nhiều 29 biến số theo thời gian, có nhiều trường hợp, mặc dù các biến số không dừng, hồi quy hay tổ hợp tuyến tính các biến này thì có nhiễu trắng Trong trường hợp này mô hình có thể ước lượng mà không bị tượng hồi quy giả mạo Nói cách khác, kết hợp tuyến tính các chuỗi thời gian không dừng tạo thành chuỗi dừng thì các chuỗi thời gian không dừng đó có tính đồng liên kết và các kiểm định t, F có ý nghĩa thống kê ́ uê Có nhiều phương pháp thường dùng để kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp kiểm định Engle - Granger, kiểm định CRDW Nhưng phổ biến là ́H phương pháp Johansen & Juselius gồm kiểm định Trace và kiểm định Max – Eigen tê c Mô hình Vectơ hiệu chỉnh sai số VECM h Khi hồi quy mô hình với các biến là chuỗi thời gian thì yêu cầu đặt là các in chuỗi này phải dừng Trong trường hợp chuỗi chưa dừng thì ta phải lấy sai phân ̣c K chúng có chuỗi dừng Tuy nhiên, mà ta hồi quy các giá trị sau đã lấy sai phân có thể bỏ sót thông tin dài hạn mối quan hệ ho các biến Chính vì hồi quy mô hình đã lấy sai phân phải có thêm phần ại dư E Đ Ví dụ mô hình hai biến X1, X2, ta có: g ∆X1tt= β1 + β2 ∆X2 + β3 Et-1 + εt ươ ̀n Số hạng β3 Et-1 chính là phần cân Mô hình ước lượng phụ thuộc mức thay đổi X1 vào mức thay đổi X2 và mức cân thời kỳ trước Tr Mô hình trên gọi là mô hình hiệu chỉnh sai số ECM (Error Correction Model) Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM (Vectơ Error Correction Model) là dạng mô hình VAR tổng quát, sử dụng trường hợp chuỗi liệu là không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng tích hợp Mô hình VECM tổng quát có dạng: ∆Xt = Π Xt-1 + C1 ∆Xt-1 + C2Xt-2 +… + Cρ-1+∆1Xt-ρ+1 + εt 30 Trong đó: - Π = - (I – A1 – A2 - A- … Aρ) - Cj = - ∑ ; I = 1,2,… ρ-1 Lưu ý để chạy mô hình VECM, liệu phải dừng và các biến có tồn mối quan hệ đồng tích hợp (mối tương quan dài hạn) với Điều này đồng nghĩa với việc thực đồng thời kiểm định tính dừng và kiểm định ́ uê đồng tích hợp trước thực mô hình VECM ́H 1.3.2.4 Phương pháp ước lượng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM tê a Kiểm định tính dừng chuỗi thời gian – kiểm định nghiệm đơn vị h Tính dừng chuỗi thời gian có thể nhận biết dựa trên đồ thị in chuỗi thời gian, đồ thị hàm tự tương quan mẫu hay kiểm định Dickey-Fuller (kiểm ̣c K định nghiệm đơn vị) Nếu đồ thị Y = f(t) chuỗi thời gian cho thấy trung bình và phương sai quá trình Yt không đổi theo thời gian, thì chuỗi thời gian đó có thể ho có tính dừng ại Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) là phương pháp xác định tính dừng Đ cách chuyên nghiệp và sử dụng phổ biến lược đồ tự tương quan và tự g tương quan riêng phần Dickey - Fuller giới thiệu năm 1979 ươ ̀n Xét mô hình Yt = Yt-1 + ut (với ut là nhiễu trắng) Tr Ta kiểm định giả thuyết: H1 : H0 : = (chuỗi không dừng) ≠ (chuỗi dừng) Theo Dickey & Fuller, chuỗi thời gian chưa xác định tính dừng thì trị thống kê t ước lượng hệ số Yt-1 không tuân theo phân phối Student mà tuân theo phân phối xác suất (tau statistic) hay kiểm định Dickey – Fuller (kiểm định DF) Tính toán trị thống kê và đối chiếu với bảng Dickey – Fuller Mackinnon mở rộng thông qua mô Monte Carlo Nếu | | > | | (theo DF Mackinnon DF) thì bác bỏ giả thuyết H0 và kết luận chuỗi thời gian đó có tính dừng 31 b Xác định độ trễ tối ưu Trước thực việc kiểm định số quan hệ đồng tích hợp, chúng ta phải xác định độ trễ tối ưu dựa vào các tiêu chuẩn Lag, LogL, LR, FPE, AIC, SC và HQ Độ trễ càng nhỏ càng tốt vì số quan sát là có hạn nên tăng độ dài trễ làm cho bậc tự bị giảm, ảnh hưởng đến chất lượng ước lượng c Kiểm định đồng tích hợp ́ uê Cơ sở vững mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM dựa trên khái ́H niệm có tồn mối quan hệ cân dài hạn các biến có liên quan Việc kiểm tra đồng tích hợp là để trả lời cho câu hỏi tồn hay không mối tê quan hệ đó Trước sử dụng kiểm định đồng tích hợp, điều cần thiết lập h chuỗi liệu là tích hợp cùng bậc giống Sau bậc tích hợp in biến nghiên cứu xác định phần kiểm định tính dừng Bước tiếp ̣c K theo tiến hành kiểm định đồng tích hợp nhằm xác định quan hệ dài hạn ho các biến khảo sát (long-run relationship) Do các biến sử dụng ước lượng dạng logarit tự nhiên không ại dừng, nên phải kiểm định khả xảy các vectơ đồng tích hợp các dãy số Đ thời gian phương pháp Johansen và Juselius (1990) Đây là kỹ thuật kiểm định đồng tích hợp sử dụng phổ biến việc áp dụng nguyên tắc hợp ươ ̀n g lý cực đại nhằm xác định tồn các vectơ đồng tích hợp các dãy số thời gian không dừng Phương pháp này cho biết số lượng các vectơ đồng tích hợp và cho phép các nhà nghiên cứu có thể kiểm định nhiều giả thuyết khác Tr liên quan tới các phần tử vectơ Nếu kiểm định cho biết có ít vectơ đồng tích hợp thì đó các biến có mối quan hệ dài hạn Thưc kiểm định Trace – Kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý (Maximum Eigenvalue), xét giả thuyết: H0: không có quan hệ đồng tích hợp (Non – cointegration) So sánh giá trị thống kê Vết (Trace Statistic) giá trị riêng cực đại (MaxEigen Statistic) với giá trị tới hạn (Critical Value) mức ý nghĩa α% (1%, 5% hay 10%) 32 - Nếu giá trị Trace Statistic Max-Eigen Statistic < Critical Value thì chấp nhận giả thuyết H0 (không có đồng tích hợp) - Nếu giá trị Trace Statistic Max-Eigen Statistic > Critical Value thì bác bỏ giả thuyết H0 (tồn đồng tích hợp) d Phương pháp ước lượng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM Sau kiểm định tính dừng và đồng tích hợp, phát có tồn ít ́ uê vectơ đồng tích hợp các biến khảo sát, có nghĩa là tồn quan hệ cân dài hạn các biến có liên quan thì mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số ́H VECM ước lượng sau: tê ∆Yt = Yt – Yt-1= ПYt-1 + C1 ∆Yt-1 + C2 ∆Yt-2 +…+Cp-1∆Yt-p + ut + ECTt-1 in h Trong đó: ̣c K + П = - (I-A1 – A2 -…-Ap) + C = − ∑Aj (j = i+1 → p), i-1,2,…, p-1; ho + ПYt-1 là phần hiệu chỉnh sai số mô hình; p là bậc tự tương quan (hoặc số trễ) ại + ECTt-1 là phần dư thu từ phương trình hồi quy đồng tích hợp (được Đ gọi là biến điều chỉnh sai số) và lấy độ trễ là t – ươ ̀n g Mặt khác, П = α x β’ Trong đó: Ma trận α là ma trận tham số điều chỉnh; β là ma trận hệ số dài hạn thể tối đa (n-1) quan hệ đồng liên kết mô hình n Tr biến nội sinh β’ đảm bảo Yt hội tụ cân bền vững dài hạn e Kiểm định tính phù hợp mô hình - Kiểm định tính dừng phần dư: kiểm định Augmented Dickey – Fuller - Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên: xem xét đồ thị phần dư và kiểm định Jacque – Bera (JB) - Kiểm định tính tự tương quan phần dư: kiểm định Breusch – Godfrey (BG) 33 - Kiểm định phương sai sai số thay đổi: kiểm định hiệu ứng ARCH 1.4 Cơ sở thực tiễn 1.4.1 Các nghiên cứu nước ngoài Ảnh hưởng các biến kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán mà đại diện là số chứng khoán bắt đầu các nhà kinh tế học quan tâm và nghiên cứu sau Fama và Schwert, hai nhà tiên phong lĩnh vực này, chứng minh ́ uê các biến kinh tế thực và TTCK có mối quan hệ chặt chẽ với ́H Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj và Tahir Khan Durrani (2008) đã điều tê tra ảnh hưởng độ biến động lãi suất lợi nhuận cổ phiếu và độ biến động TTCK Karachi từ tháng 1/2002 đến tháng 6/2006 Tác giả đã sử dụng hai mô in h hình GARCH (1,1), đó, mô hình không có biến đo lường thay đổi lãi ̣c K suất và mô hình sử dụng lãi suất để ước lượng trung bình và phương sai có điều kiện Nghiên cứu phát lợi nhuận thị trường và phương sai có điều kiện nó ho có quan hệ mật thiết với Không thế, lợi nhuận thị trường có mối quan hệ ngược với lãi suất hai thị trường Mỹ và Hàn Quốc ại Bài nghiên cứu “Economic Forces and the Thai Stock Market, 1993-2007” Đ tác giả Komain Jiranyakul (2009) đã giải thích mối quan hệ số giá g chứng khoán với 13 biến kinh tế vĩ mô Thái Lan Dữ liệu thu thập theo ươ ̀n quý từ quý năm 1993 đến quý năm 2007 Kết kiểm định cho thấy, các biến có liên kết với và tồn mối quan hệ dài hạn số giá chứng Tr khoán và biến kinh tế vĩ mô: GDP thực, cung tiền, tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực và lạm phát Kết kiểm nghiệm theo mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM đã cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa có tác động cùng chiều lạm phát có tác động ngược chiều lên giá chứng khoán Nadeem Sohail và Zakir Hussain (2009) đã dùng mô hình VECM nghiên cứu ảnh hưởng ngắn hạn và dài hạn số giá tiêu dùng, tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực, lãi suất tín phiếu kho bạc kì hạn tháng, số sản xuất công nghiệp, cung tiền và số LSE25 trên SGDCK Lahore – Pakistan khoảng thời gian từ 34 12/2002 đến tháng 6/2008 Nghiên cứu cho thấy CPI tác động tiêu cực lên số chứng khoán Trong đó số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái, cung tiền tác động tích cực lên dài hạn Nader và Alraimony (2012) xem xét tác động cung tiền, GDP, CPI, tỷ giá hối đoái, lãi suất và biến giả biến động chính trị giới đến TTCK Jordan từ tháng 1/1999 đến 12/2010 Nghiên cứu cho thấy cung tiền, CPI, tỷ giá hối đoái, lãi ́ uê suất và biến động chính trị có tương quan ngược chiều với biến động TTCK, ngược ́H lại tốc độ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng tích cực đến TSSL TTCK Jordan Issahaku, Ustarz & Domanban (2013) nghiên cứu ảnh hưởng cung tiền, tỷ tê giá hối đoái, lãi suất trái phiếu kho bạc, CPI và đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI từ h 1995 đến 2010 đến TTCK Ghana Kết cho thấy mối quan hệ dài hạn với CPI, in cung tiền và FDI đến tỉ suất sinh lợi TTCK Ngoài ra, có cú sốc vĩ mô xuất ̣c K thì TTCK Ghana gần 20 tháng điều chỉnh mức cân ho 1.4.2 Các nghiên cứu nước Bắt kịp đà nghiên cứu ảnh hưởng các nhân tố kinh tế vĩ mô đến TTCK ại trên giới, nhiều bài báo và nghiên cứu khoa học Việt Nam xuất g nước Đ đánh dấu nỗ lực tiếp cận mô hình kinh tế đại giới học thuật ươ ̀n PGS.TS nguyễn Minh Kiều, Ths Nguyễn Văn Điệp, Ths Lê Nguyễn Hoàng Tâm (2013) đã trình bày các sở lý thuyết ảnh hưởng yếu tố kinh tế Tr vĩ mô bao gồm số giá tiêu dùng, tỷ giá hối đoái VND/USD, cung tiền và giá vàng đến thị trường chứng khoán Phương pháp kiểm định ADF sử dụng để tìm trình trạng tồn nghiệm đơn vị (a UnitRoot Test) tất liệu các biến Từ kết nghiên cứu cho thấy chuỗi liệu ban đầu là không dừng (hay có nghiệm đơn vị) Kết nghiên cứu cho thấy các chuỗi liệu dừng sai phân bậc 1, nghĩa là bậc các biến là I(1), có ít mối quan hệ đồng tích hợp các biến tìm thấy làm sở cho việc áp dụng kỹ thuật hồi quy đồng tích hợp để xác định mối quan hệ dài hạn; đồng thời mô hình hiệu chỉnh sai số và kiểm định 35 nhân Granger cho thấy mối quan hệ các biến ngắn hạn Trong dài hạn, kết nghiên cứu cho thấy lạm phát có mối quan hệ nghịch biến đến số giá chứng khoán, lượng cung tiền M2 và giá vàng nước có mối quan hệ cùng chiều với số giá chứng khoán; đó tỷ giá hối đoái lại không có 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 cùng chiều và ngược ́ là nguyên nhân gây biến động số giá chứng khoán uê chiều với tỷ giá hối đoái Kiểm định nhân Granger cho thấy tỷ giá hối đoái ́H Thủy (2014) đã tập trung nghiên cứu ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô gồm tê lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái (USD/VND) và lạm phát đến giá cổ h phiếu trên TTCK Việt Nam thông qua số VN-Index SGDCK TP Hồ Chí in Minh phương pháp vectơ hiệu chỉnh sai số VECM Nghiên cứu sử dụng ̣c K liệu tháng từ tháng 1/2006 đến tháng 1/2014 Đề tài đã sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng và tiếp đến kiểm định đồng tích hợp cho chuỗi liệu bốn biến ho mô hình, kết cho thấy tồn ít vectơ đồng tích hợp các biến nghiên cứu Từ đó, thu mô hình mối quan hệ dài hạn lẫn ại ngắn hạn các biến nghiên cứu Mô hình ước lượng dài hạn đã phát Đ các nhân tố vĩ mô trên có tác động đến số VN-Index dài hạn Trong g đó, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm và lạm phát có mối quan hệ tỷ lệ nghịch đến số ươ ̀n VN-Index; còn tỷ giá hối đoái có mối quan hệ tỷ lệ thuận đến số Vn-Index Mô hình ước lượng ngắn hạn cho thấy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên TTCK Tr Việt Nam bị tác động cùng chiều biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với độ trễ là và tháng Các biến tỷ suất sinh lợi các tháng trước, độ biến động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK Hà, Lanh, Minh & Anh (2014) sử dụng mô hình ECM và VECM để xác định mối quan hệ các biến vĩ mô ngắn hạn và dài hạn Kết nghiên cứu cho thấy dài hạn, cung tiền và giá trị sản lượng công nghiệp có mối quan hệ cùng chiều với VNindex ngược lại với lãi suất cho vay và CPI Ngoài ra, xảy 36 cú sốc các biến kinh tế vĩ mô thì quá trình VN-index điều chỉnh mức cân khá chậm Thủy & Dương (2015) đo lường tác động lạm phát, lãi suất, cung tiền M2, tỷ giá hối đoái VND/USD, giá trị sản lượng công nghiệp và FDI đến các số giá chứng khoán công bố trên Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM Kết cho thấy dài hạn, lạm phát có tác động tiêu cực đến các số giá chứng ́ uê khoán các biến vĩ mô còn lại có tác động tích cực đến hầu hết các số ́H giá chứng khoán trên sàn HOSE dài hạn Thanh (2016) đã sử dụng mô hình ECM Kết nghiên cứu cho thấy tê dài hạn, giá dầu thô giới và hai số chứng khoán chính đại diện cho hai h kinh tế lớn thứ và thứ hai giới là Mỹ và Trung Quốc có ảnh hưởng dương in đến TTCK Việt Nam, đó, giá vàng nước lại có ảnh hưởng âm đến ̣c K TTCK Việt Nam Trong ngắn hạn, số giá chứng khoán VN index và HNX-index chịu ảnh hưởng chính nó tháng trước đó với tương quan dương, riêng ho HNX-index còn chịu ảnh hưởng giá vàng tháng trước với tương quan dương và giá dầu thô giới với tương quan âm Thị trường chứng khoán Việt Nam ại khoảng từ – tháng để điều chỉnh cân dài hạn có cú sốc xảy Đ 1.5 Mô hình nghiên cứu và giả thuyết nghiên cứu ươ ̀n g 1.5.1 Mô hình nghiên cứu Từ sở lý thuyết và đặc biệt là xem xét các nghiên cứu trước đây, có thể Tr nói giá cổ phiếu là hàm chịu ảnh hưởng nhiều biến vĩ mô giá hàng hóa, lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, chính trị, giá vàng, giá dầu, tỷ lệ thất nghiệp Tuy nhiên, đề tài này giới hạn phạm vi năm biến vĩ mô cốt lõi là lãi suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát, cung tiền, tình hình phát triển công nghiệp tác động đến giá cổ phiếu mà cụ thể là số VN-Index 37 logarit tự nhiên số giá tiêu dùng CPI logarit tự nhiên số sản xuất công nghiệp logarit tự nhiên số VNindex ́ ́H uê logarit tự nhiên cung tiền M2 tê logarit tự nhiên lãi suất TPCP kì hạn 10 năm logarit tự nhiên tỉ giá hối đoái USD/VND h Hình 1.3: Mô hình nghiên cứu ảnh hưởng lãi suất, lạm phát, tỉ giá hối đoái, cung tiền và in tình hình sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam 1.5.2 Giả thuyết nghiên cứu ̣c K Nguồn: Theo nghiên cứu tác giả ho Bảng 1.1: Tóm tắt kỳ vọng tác động lãi suất, lạm phát, tỉ giá hối đoái, cung Biến Tác động LCPI (-) LIPI (+) LREER (-) Cung tiền LM2 (+) Lãi suất LINT (-) Đ Nhân tố ại tiền và tình hình sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam Lạm phát g Tình hình sản xuất công nghiệp Tr ươ ̀n Tỉ giá hối đoái Nguồn: Theo nghiên cứu tác giả 38 CHƯƠNG 2: PHÂN TÍCH ẢNH HƯỞNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN GIÁ CỔ PHIẾU 2.1 Tổng quan tình hình kinh tế vĩ mô và diễn biến TTCK Việt Nam giai đoạn 2009 - 2017 2.1.1 Tình hình biến động TTCK giai đoạn từ 2009 – 2017 ́ uê 2.1.1.1 Giai đoạn TTCK phục hồi cùng với cải thiện sau suy thoái kinh ́H tế (tháng 1/2009 – tháng 12/2010) VNI Dec-10 Nov-10 Oct-10 Sep-10 Aug-10 Jul-10 Jun-10 May-10 Apr-10 Mar-10 Jan-10 Feb-10 ̣c K Dec-09 Oct-09 Nov-09 Sep-09 ho Jul-09 Aug-09 Jun-09 May-09 Apr-09 Mar-09 Feb-09 Jan-09 in h tê 700 600 500 400 300 200 100 ại Biểu đồ 2.1: Chỉ số VN-Index từ tháng 1/2009 – 12/2010 Đ Nguồn: xử lý excel 2013 g Trong giai đoạn này, hầu hết các số chứng khoán trên giới đã ươ ̀n tăng cao so với trước khủng hoảng tài chính nổ hồi tháng 10 năm 2008 Cụ thể, so với đầu năm 2008 các số chứng khoán giới còn sút giảm Tr 15-30% Tuy nhiên, so đến cuối năm 2008, các số này tăng 25-30%, còn so với mức đáy thiết lập năm thì mức tăng khoảng 50% Hầu hết các số chứng khoán điển hình Shanghai Composite là số tăng mạnh năm 2009 với mức tăng là 79.98% Sự phục hồi chứng khoán Mỹ mà đại diện là số DJIA liên tục vượt các mức 8000, 9000 và 10000 tạo ảnh hưởng tích cực lên tâm lý phần lớn các NĐT, đó có Việt Nam Đối với VN-Index, số này đóng cửa cuối năm 2009 mức phục hồi gần 57% so với cuối năm 2008, còn giảm 46.28% so với đầu năm 2008 39 ́ tê ́H uê Bảng 2.1: Mức thay đổi số số chứng khoán Nguồn: VietstockFinance in h Nửa đầu năm 2010, TTCK biến động biên độ hẹp 480 – 550 điểm với ̣c K khoản mức trung bình, nguyên nhân là tâm lý thận trọng NĐT cùng khan dòng tiền Trong khoảng thời gian từ tháng đến tháng 8, TTCK ho bước vào giai đoạn lao dốc số VN-index chạm mốc thấp vòng năm Mặc dù TTCK đã có phục hồi khá nhanh cuối tháng 11, song ại phục hồi các số chứng khoán không cao Đ 2.1.1.2 Giai đoạn thắt chặt chính sách tiền tệ và tài khóa khiến TTCK gặp nhiều g khó khăn (tháng 1/ 2011 - tháng 11/2012) ươ ̀n Năm 2011 là năm khá khó khăn kinh tế Việt Nam theo đó TTCK, vốn là phong vũ biểu kinh tế, phản ánh rõ điều này với xu Tr hướng giảm điểm là xu hướng chính và chủ đạo Trong năm, thị trường có hoi hai đợt hồi phục ngắn vào cuối tháng và khoảng tháng 8, toàn khoảng thời gian còn lại thị trường chủ yếu xuống chán nản và mệt mỏi các NĐT Chốt phiên ngày 30/12/2011, VN Index và HNX Index đóng cửa 351.55 và 58.74 điểm, so với đầu năm 2011 sàn Hồ Chí Minh đã giảm mạnh 27.46% còn sàn Hà Nội thì lao dốc đến 48% Không chịu áp lực giảm mặt điểm số, diễn biến giao dịch trên thị trường càng ngày càng theo 40 hướng trầm lắng và ảm đạm hơn, thể qua khô kiệt tính khoản, so với số năm 2010 thì giá trị trung bình phiên giao dịch sàn sụt giảm mạnh đến xấp xỉ 60% Nguyên nhân chủ yếu tượng này trước hết đến từ phía các vấn đề vĩ mô nước, đặc biệt là áp lực tỷ giá, lạm phát và lãi suất Tình hình lạm phát mặc dù cuối năm đã dần trở nên ổn định và kiểm soát so với năm trước thì mức cao, mặt lãi suất đã hạ nhiệt sau loạt các biện pháp mạnh mẽ và liệt NHNN chưa thực ́ uê thấp Không có vậy, TTCK Việt Nam còn chịu ảnh hưởng thông ́H tin tiêu cực trên thị trường giới mà bật là vấn đề nợ công Châu Âu tê chưa giải và khả suy thoái kép kinh tế toàn cầu h Năm tháng đầu năm 2012 ghi nhận bứt phá hai số chứng khoán in sau thời gian dài giảm điểm liên tục các NĐT cho thị trường đã vào vùng ̣c K đáy, nhiên, thông tin ông Nguyễn Đức Kiên – Phó Chủ tịch Hội đồng sáng lập ngân hàng ACB bị bắt hay chủ tịch Sacombank – Đặng Văn Thành bị điều tra ho khiến thị trường chứng khoán, là HNX-index gần lao dốc không phanh Theo đó, VN-Index đã sụt giảm 20% và HNX-Index đã giảm 36% vào cuối tháng ại 11 so với mức đỉnh thiết lập vào tháng Đ VNI g 600 ươ ̀n 500 400 300 Tr 200 100 Oct-12 Nov-12 Sep-12 Aug-12 Jul-12 Jun-12 May-12 Apr-12 Mar-12 Feb-12 Jan-12 Dec-11 Nov-11 Oct-11 Sep-11 Aug-11 Jul-11 Jun-11 May-11 Apr-11 Mar-11 Feb-11 Jan-11 Biểu đồ 2.2: Chỉ số VN-Index từ tháng 1/2011 – 11/2012 Nguồn: xử lý excel 2013 41 2.1.1.3 Giai đoạn tăng trưởng ổn định với nhiều tín hiệu tích cực (tháng 12/2012 tháng 8/2014) Trong năm 2013, mặc dù yếu tố kinh tế vĩ mô đã có chuyển biến tích cực song tình hình sản xuất kinh doanh các doanh nghiệp còn có nhiều khó khăn, thị trường chứng khoán trì tăng trưởng Giá trị giao dịch tăng 31%, số chứng khoán VN-Index tăng 22% so với năm 2012 Đặc biệt, năm 2013, lượng trái phiếu chính phủ huy động trên thị trường tăng cao, góp ́ uê phần thực nhiệm vụ tài chính ngân sách nhà nước giao ́H Nhìn chung, giai đoạn từ tháng 12/2012 đến tháng 12/2013, hai số VN-index và HNX-index tăng mạnh Nửa đầu năm 2013, khối ngoại đã bất tê ngờ rút vốn ạt khỏi thị trường lo ngại rút vốn gói kích thích kinh tế h khổng lồ QE3 Mỹ và rủi ro “vỡ bong bóng” kinh tế lớn là Trung in Quốc Tuy nhiên, Việt Nam là thị trường đầu tư hấp dẫn nhanh chóng ̣c K thu hút dòng vốn ngoại trở lại sau có tin chính thức từ FED và Trung Quốc bước khỏi khủng hoảng Kết thúc phiên giao dịch năm 2013, VN-index tăng 21,97% ho đứng 504,6 điểm và HNX-index tăng 18,82% đứng mức 67,84 so với cuối năm 2012 Chính nhóm cổ phiếu blue-chIPIs khối NĐT nước ngoài mua ròng ại nhiều đã góp phần lớn cho mức tăng điểm ấn tượng trên TTCK năm 2013 Đ ươ ̀n g 700 600 VNI 500 400 Tr 300 200 100 Aug-14 Jul-14 Jun-14 May-14 Apr-14 Mar-14 Feb-14 Jan-14 Dec-13 Nov-13 Oct-13 Sep-13 Aug-13 Jul-13 Jun-13 May-13 Apr-13 Mar-13 Feb-13 Jan-13 Dec-12 Nov-12 Biểu đồ 2.3: Chỉ số VN-Index từ tháng 12/2012 – 8/2014 Nguồn: xử lý excel 2013 42 Sự ổn định và hồi phục tích cực kinh tế vĩ mô tiếp tục thúc đẩy đà tăng điểm trên TTCK vào quý I/2014 với khoản cải thiện đáng kể Tuy nhiên, đà tăng điểm này không kéo dài lâu bối cảnh kinh tế tăng trưởng mức tiềm nợ xấu và cầu nội địa yếu, là sau kiện căng thẳng trên biển Đông xảy đã tạo tâm lý lo ngại cho NĐT khiến thị trưởng giảm sâu tháng Tuy nhiên, nhờ tảng kinh tế vĩ mô thời gian này trì ổn định và việc các NHTM chủ động hạ lãi suất đã tạo lực kéo ́ uê TTCK hồi phục và tăng nhanh suốt quý 3/2014 ́H 2.1.1.4 Giai đoạn tăng trưởng chững lại và nhiều diễn biến xấu trên TTCK (tháng in 640 h VNI tê 9/2014 - tháng 3/2016) ̣c K 620 600 ho 580 560 Mar-16 Feb-16 Jan-16 Dec-15 Nov-15 Oct-15 Sep-15 Aug-15 Jul-15 Jun-15 May-15 Apr-15 Mar-15 Jan-15 Dec-14 Nov-14 ươ ̀n g Oct-14 Sep-14 500 Đ 520 Feb-15 ại 540 Biểu đồ 2.4: Chỉ số VN-Index từ tháng 9/2014 – 3/2016 Tr Nguồn: xử lý excel 2013 TTCK tháng cuối năm 2014 đón nhận hàng loạt thông tin xấu giá dầu thô giới lao dốc từ 100USD/thùng xuống nửa vòng ba tháng, thông từ 36/2014/TT-NHNN quy định các giới hạn, tỷ lệ đảm bảo an toàn vốn tạo tâm lý không tích cực cho đông đảo NĐT lo lắng nguồn cung ứng đòn bẩy tài chính và khoản trên TTCK, đồng thời việc Mỹ định chấm dứt gói 43 kích thích kinh tế khổng lồ QE3 và kinh tế Trung Quốc rơi vào giảm tốc khiến TTCK nước và giới không sáng sủa Cuối năm 2015 và khởi đầu năm 2016, TTCK giới liên tục lao dốc (chỉ số công nghiệp DJIA tới 9.5% tháng 1, đồng thời, số Shanghai Composite giảm 6.9% xuống 3296.66 điểm ngày 7/1/2016 trước giao dịch bị đình chỉ) kéo theo đà sụt giảm VN-index và HNX-index Kết thúc phiên giao ́ uê dịch cuối cùng tháng 1.2016, VN-index giảm 5.8% xuống còn 545.25 điểm, HNX-index giảm 3.9% xuống 76.87 điểm, khối ngoại đã bán ròng trên hai ́H sàn tổng cộng 27 triệu cổ phiếu, tương ứng 1256.7 tỷ đồng tê Sau sụt giảm khá bất ngờ vào tháng 1/2016, TTCK Việt Nam và giới h đã có phục hồi hai tháng còn lại quý I/2016 dù biên độ không lớn và in tương đối chậm chạp, hồi phục nhóm cổ phiếu ngành Dầu khí có vốn hóa lớn ̣c K kỳ vọng tiếp tục tạo ảnh hưởng khả quan lên các ngành khác để TTCK trì ổn định quý ho 2.1.1.5 Giai đoạn phục hồi và tăng trưởng vượt bậc TTCK (tháng 4/2016 - ại 12/2017) Đ ươ ̀n 800 g 1000 900 VNI 700 600 500 Tr 400 300 200 100 Dec-17 Nov-17 Oct-17 Sep-17 Aug-17 Jul-17 Jun-17 May-17 Apr-17 Mar-17 Feb-17 Jan-17 Dec-16 Nov-16 Oct-16 Sep-16 Aug-16 Jul-16 Jun-16 May-16 Apr-16 Biểu đồ 2.5: Chỉ số VN-Index từ tháng 4/2016 – 12/2017 Nguồn: xử lý excel 2013 44 Ngày 24/10, số VNX-Allshare chính thức vận hành và là số sở đầu tiên kết nối sàn HOSE và HNX Đây là dấu mốc quan trọng trên đường hợp sở giao dịch chứng khoán Việt Nam Sự đời VNXAllshare giới đầu tư đánh giá cao Bởi từ trước đến nay, hai sở giao dịch Việt Nam vận hành số độc lập Các số hành sở đo lường biến động sở, chưa có số nào đo lường biến động chung ́ uê trên toàn thị trường Việt Nam Năm 2017, quy mô khoản trên thị trường cổ phiếu năm qua có phát ́H triển vượt bậc Theo đó, quy mô vốn hóa đạt 3.5 triệu tỷ đồng (tăng 80.5% so với tê năm 2016), tương ứng với 70.2% GDP năm 2017, vượt tiêu Chính phủ đề h đến năm 2020 Thanh khoản thị trường tăng 66% từ mức nghìn tỷ đồng/phiên in năm 2016 lên mức nghìn tỷ đồng/phiên năm 2017 Chỉ số VN-Index tăng tương ̣c K ứng là 46% và 48%, đạt mức cao gần 10 năm trở lại đây Tính đến cuối năm 2017, NĐT nước ngoài mua ròng trên tất các sàn giao ho dịch với giá trị 28.000 tỷ đồng cổ phiếu, chứng quỹ và 18,7 ngàn tỷ đồng trái phiếu Ngoài ra, theo thống kê nhất, nhà đầu tư nước ngoài tiếp tục mua Đ 7.2 ngàn tỷ đồng ại ròng tất các phiên giao dịch tháng 1/2018 với tổng giá trị mua ròng đạt g Năm qua, tổng mức huy động trên TTCK đạt gần 245 nghìn tỷ đồng, ươ ̀n đó đấu thầu trái phiếu Chính phủ đạt 194.3 nghìn tỷ đồng, phát hành cổ phiếu, trái phiếu doanh nghiệp đạt gần 47.9 nghìn tỷ đồng và đấu giá cổ phần hóa qua sở Tr đạt 2.7 nghìn tỷ đồng Về hoạt động cổ phần hóa và thoái vốn, năm 2017, SGDCK đã tổ chức 74 phiên đấu giá cổ phần hóa và thoái vốn với tổng giá trị đạt 125,4 nghìn tỷ đồng, tỷ lệ thành công đạt 52.4% Như tổng giá trị thu đã gấp 5.4 lần so với năm 2016 45 2.1.2 Tình hình biến động các yếu tố kinh tế vĩ mô giai đoạn từ 2009 – 20172 2.1.2.1 Tình hình biến động lãi suất trái phiếu chính phủ Theo thông kê mô tả Excel, giá trị trung bình lãi suất TPCP kỳ hạn năm giai đoạn 2009 – 2017 là 8.835 Giá trị lớn là 12.38% và nhỏ là 5.05% Lãi suất giai đoạn từ 1/2009 – 5/2012 biến động liên tục Nhưng bước qua giai đoạn từ tháng 6/2012 – 12/2017, INT có xu hướng giảm dần và giảm sâu ́ uê còn 5.05% vào tháng 12/2017 ́H INT tê 0.14 0.12 h 0.1 in 0.08 Sep-17 Jan-17 May-17 Sep-16 Jan-16 May-16 Sep-15 Jan-15 May-15 Sep-14 Jan-14 May-14 Jan-13 Sep-12 May-12 Jan-12 Sep-11 May-11 ại Jan-11 Sep-10 May-10 Jan-10 Sep-09 May-09 Jan-09 ho 0.02 Sep-13 0.04 May-13 ̣c K 0.06 Nguồn: từ tính toán tác giả excel 2013 ươ ̀n g Đ Biểu đồ 2.6: Biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm giai đoạn 2009 - 2017 2.1.2.1 Tình hình biến động tỉ giá hối đoái Tr Theo thông kê mô tả Excel, giá trị trung bình tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực là 20566 Chuỗi liệu REER có giá trị lớn là 22465, và nhỏ là 16938 REER có xu hướng tăng chậm và qua các tháng giai đoạn năm từ 1/2009 – 12/2017 Xem chi tiết phân tích thống kê mô tả phụ lục 46 REER 25000 20000 15000 10000 5000 Sep-17 ́ May-17 Jan-17 Sep-16 uê Jan-16 May-16 Sep-15 ́H May-15 Jan-15 Sep-14 Jan-14 May-14 Sep-13 May-13 Jan-13 Sep-12 Jan-12 May-12 Sep-11 May-11 Jan-11 Sep-10 Jan-10 May-10 Sep-09 May-09 Jan-09 tê Biểu đồ 2.7: Biến động tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực giai đoạn 2009 - 2017 Nguồn: Từ tính toán tác giả excel 2013 in h 2.1.2.3 Tình hình biến động CPI ̣c K CPI Sep-17 May-17 Jan-17 Sep-16 May-16 Jan-16 Sep-15 May-15 Jan-15 Sep-14 May-14 Jan-14 Sep-13 May-13 Jan-13 Sep-12 May-12 Jan-12 Sep-11 May-11 Đ Jan-11 Sep-10 g May-10 Jan-10 Sep-09 May-09 ươ ̀n Jan-09 ại ho 180 160 140 120 100 80 60 40 20 Biểu đồ 2.8: Biến động lạm phát giai đoạn 2009 - 2017 Tr Nguồn: từ tính toán tác giả excel 2013 Theo thống kê mô tả mềm Excel, giá trị trung bình CPI giai đoạn nghiên cứu là 130.5, giá trị nhỏ là 90.36 và lớn là 157.98 Chỉ số giá tiêu dùng có xu hướng tăng nhanh qua năm giai đoạn nghiên cứu 2.1.2.4 Tình hình biến động cung tiền M2 Theo thống kê mô tả mềm Excel, giá trị trung bình M2 giai đoạn nghiên cứu là 4246949.995 tỷ, giá trị nhỏ là 1561466 tỷ và giá trị lớn là 8161007.5 tỷ M2 có xu hướng tăng nhanh qua năm giai đoạn nghiên cứu 47 M2 Sep-17 ́ Jan-17 May-17 Sep-16 May-16 uê Jan-16 Sep-15 ́H Jan-15 May-15 Sep-14 May-14 Jan-14 Sep-13 May-13 Jan-13 Sep-12 Jan-12 May-12 Sep-11 May-11 Jan-11 Sep-10 Jan-10 May-10 Sep-09 May-09 Jan-09 9000000 8000000 7000000 6000000 5000000 4000000 3000000 2000000 1000000 tê Biểu đồ 2.9: Biến động cung tiền M2 giai đoạn 2009 - 2017 Nguồn: từ tính toán tác giả excel 2013 in h 2.1.2.5 Tình hình biến động sản xuất công nghiệp ̣c K Theo thông kê mô tả Excel, giá trị trung bình có giá trị trung bình là 159 Chuỗi liệu IPI có giá trị lớn là 267 và nhỏ là 89 IPI biến đổi ho thất thường qua các tháng giai đoạn năm từ 1/2009 – 12/2017 ại 300 IPI Đ 250 g 200 ươ ̀n 150 100 50 Sep-17 May-17 Jan-17 Sep-16 May-16 Jan-16 Sep-15 May-15 Jan-15 Sep-14 May-14 Jan-14 Sep-13 May-13 Jan-13 Sep-12 May-12 Jan-12 Sep-11 May-11 Jan-11 Sep-10 May-10 Jan-10 Sep-09 Jan-09 May-09 Tr Biểu đồ 2.10: Biến động số sản xuất công nghiệp giai đoạn 2009 - 2017 Nguồn: từ tính toán tác giả excel 2013 48 2.2 Kết nghiên cứu 2.2.1 Dữ liệu nghiên cứu 2.2.1.1 Mô tả liệu Khóa luận sử dụng liệu theo tháng, các biến sử dụng dạng logarit tự nhiên để giảm bớt độ phân tán, đồng thời thuận lợi việc nhận dạng và phân tích liệu ́ uê Dữ liệu nghiên cứu bao gồm số VN-Index đại diện cho TTCK Việt Nam, ́H đồng thời lựa chọn biến kinh tế vĩ mô là số giá tiêu dùng CPI, tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực, lãi suất trái phiếu chính phủ kì hạn 10 năm, số sản xuất công tê nghiệp, và cung tiền M2 để phân tích ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô này đến h giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam ̣c K đến tháng 12/2017 bao gồm 108 quan sát in Các chuỗi liệu này thống kê thường xuyên hàng tháng từ tháng 1/2009 ho Bảng 2.2: Mô tả các biến kinh tế vĩ mô Tên biến vĩ mô Mô tả Công thức tính Logarit tự nhiên số VN-Index LVNIt = Ln(VNIt) Logarit tự nhiên số giá tiêu dùng LCPIt = Ln(CPIt) Logarit tự nhiên tỷ giá hối đoái hiệu dụng thực LREERt = Ln(REERt) ươ ̀n g LREER Đ LCPI ại LVNI Logarit tự nhiên lãi suất TPCP kì hạn 10 năm LINTt = Ln(INTt) LM2 Logarit tự nhiên cung tiền M2 LM2t = Ln(M2t) LIPI Logarit tự nhiên số sản xuât công nghiệp LIPIt = Ln(IPIt) Tr LINT 2.2.1.2 Phân tích thống kê mô tả Dữ liệu gốc các biến kinh tế vĩ mô chuyển dạng logarit tự nhiên nhằm giảm bớt độ phân tán cao hạn chế số quan sát có giá trị bất thường liệu gốc, thuận lợi cho việc nhận dạng và phân tích liệu 49 Bảng 2.3: Thống kê mô tả các biến kinh tế vĩ mô dạng logarit tự nhiên3 LVNI LCPI LREER LINT LM2 LIPI 4.856395 9.928135 -2.459169 15.15010 5.046102 Median 6.232837 4.919750 9.949430 -2.415418 15.19611 5.050901 Maximum 6.857199 5.062495 10.01971 -2.089330 15.91488 5.587856 Minimum 5.504111 4.503771 9.737315 -2.985188 14.26114 4.488636 Std Dev 0.231867 0.178402 0.082963 0.257987 0.485640 0.211424 Skewness -0.212071 -0.812152 -1.201542 -0.307925 -0.145025 0.493897 Kurtosis 3.747204 2.229311 3.284893 1.815241 Jarque-Bera 3.321941 14.54545 26.35191 8.023161 Probability 0.189955 0.000694 0.000002 Sum 675.6556 524.4906 Sum Sq Dev 5.752572 Observations 108 ́ 6.256070 uê Mean 3.501517 7.119629 5.522663 0.018105 0.028444 0.063208 1072.239 -265.5903 1636.211 544.9790 3.405501 0.736459 7.121618 25.23551 4.782905 108 108 108 108 h tê ́H 1.776067 in 108 ̣c K Nguồn: Tổng hợp từ tính toán tác giả Từ kết mô tả thống kê, ta có: số quan sát liệu là 108 (đảm bảo yêu ho cầu cỡ mẫu) Tất các số liệu nghiên cứu đã chuyển hóa sang logarit số e (logarit tự nhiên – ln) Mục đích việc chuyển hóa liệu sang ại logarit là để giảm bớt độ phân tán cao, có số quan sát có giá trị bất Đ thường liệu gốc và việc dùng liệu dạng logarit thuận lợi g việc nhận dạng và phân tích liệu ươ ̀n Các thông số bảng 2.3 cho thấy: Tr - Giá trị trung bình và trung vị biến xấp xỉ - Không có chênh lệch nhiều giá trị lớn và giá trị nhỏ - Xét mối tương quan với giá trị trung bình, độ lệch chuẩn khá thấp, chứng tỏ, các quan sát các biến có mức độ tương đồng và tập trung cao - Logarit tự nhiên số sản xuất công nghiệp có giá trị Skewness (hệ số bất đối xứng – đo lường độ lệch phân phối) > nên phân phối lệch phải, Xem biểu đồ phân phối các biến phụ lục 50 đó logarit tự nhiên số VN-Index, số giá tiêu dung CPI, lãi suất TPCP 10 năm, cung tiền M2, tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực có giá trị Skewness < nên phân phối lệch trái - Kurtosis (độ nhọn - đo lường mức độ tập trung tương đối các quan sát quanh trung tâm nó và so sánh với hai đuôi) biến LVNI, LREER, LIPI > 3, đó phân phối giá trị biến tập trung mức bình thường, hình dạng đa giác tần số khá cao và nhọn hai đuôi hẹp nghĩa là logarit tự nhiên số VN- ́ uê Index, tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực và số sản xuất công nghiệp có biến động mạnh và bất thường thời gian khảo sát Trong đó, Kurtosis các ́H biến còn lại là LCPI, LINT và LM2 có giá trị < Điều này cho thấy hình dạng tê phân phối tù với hai đuôi dài, nghĩa là các biến này có biến động ít, h biến thiên dao động không cao thời gian nghiên cứu in 2.2.1.3 Kết kiểm tra tính dừng ̣c K Đề tài sử dụng phương pháp kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF, 1979) để kiểm tra tình trạng tồn nghiệm đơn vị (Unit Root Test) tất chuỗi liệu ho Kết kiểm định ADF Unit Root Test trình bày bảng 2.4 đây Bảng 2.4: Kết kiểm định nghiệm đơn vị cho các chuỗi số liệu ại (Unit Root Test)4 Giá trị thống kê kiểm định -1.312769 -2.227600 -2.022669 -2.474566 -1.520843 LINT 0.575538 LVNI LCPI LIPI LREER LM2 LINT 0 0 0 -10.16675 -4.367627 -9.859693 -8.395104 -8.356758 -7.056967 Đ LVNI LCPI LIPI LREER LM2 Độ trễ 0 0 ươ ̀n g Biến Tr Level First Difference 1% -3.492523 -3.493129 -3.492523 -3.492523 -3.492523 Các giá trị tới hạn 5% -2.888669 -2.888932 -2.888669 -2.888669 -2.888669 10% -2.581313 -2.581453 -2.581313 -2.581313 -2.581313 -3.493747 -3.493129 -3.493129 -3.493747 -3.493129 -3.493129 -3.493747 -2.889200 -2.888932 -2.888932 -2.889200 -2.888932 -2.888932 -2.889200 -2.581596 -2.581453 -2.581453 -2.581596 -2.581453 -2.581453 -2.581596 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Xem chi tiết phụ lục 51 Kết kiểm định ADF Unit Root Test giả thuyết H0 (chuỗi không có tính dừng) không thể bị bác bỏ các mức Level Nhưng bác bỏ sai phân bậc tất sáu biến với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%, tức các chuỗi số liệu dừng sau lấy sai phân Do đó, từ lúc này trở liệu chuỗi thời gian sáu biến LVNI, LCPI, LREER, LINT, LM2, LIPI đã đáp ứng yêu cầu chuỗi thời gian không dừng cho kiểm tra đồng tích hợp Bậc tích hợp sáu biến trên là hay I(1) nên kỹ ́ uê thuật kiểm định đồng tích hợp Johansen áp dụng để xác định đồng tích ́H hợp và thiết lập mối quan hệ cân dài hạn các biến nghiên cứu tê 2.2.2 Xây dựng mô hình VECM h 2.2.2.1 Kiểm định đồng tích hợp in Từ kết kiểm tra tính dừng và bậc tích hợp cho thấy tất các biến ̣c K nghiên cứu có cùng bậc tích hợp là hay I(1) Như vậy, bước là phân tích đồng tích hợp và kiểm tra mối quan hệ dài hạn các biến ho Luận văn sử dụng phương pháp Johansen (1991) để tính giá trị kiểm định thống kê “Trace Statistic” và “Maximum Eigen value” nhằm tìm số vectơ ại đồng tích hợp Kết có sau5 Đ Bảng 2.5: Kết kiểm định đồng tích hợp theo kiểm định Trace g Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) ươ ̀n Chuỗi liệu LVNI, LCPI, LREER, LINT, LM2, LIPI Giả thuyết (số lượng vectơ đồng tích hợp) Giá trị riêng ma trận (Eigenvalue) Giá trị thống kê vết ma trận (Trace Statistic) Giá trị tới hạn (5%) P – value 0.396191 120.8588 95.75366 0.0003 0.225789 68.39095 69.81889 0.0646 0.174372 41.77628 47.85613 0.1651 0.140207 21.84878 29.79707 0.3070 Tr 0*6 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Xem chi tiết phụ lục Biểu thị bác bỏ giả thuyết H0 mức ý nghĩa 5% 52 Bảng 2.6: Kết kiểm định đồng tích hợp theo kiểm định Maximum Eigenvalue Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Chuỗi liệu LVNI, LCPI, LIPII, LREER, LM2, LGB10, LINT Giả thuyết (số lượng Giá trị riêng ma trận vectơ đồng tích (Eigenvalue) Giá trị thống kê vết Giá trị riêng cực đại ma trận (Trace ma trận (Max- Statistic) Eigen Statistic) value 0.396191 52.46780 40.07757 0.0013 0.225789 26.61468 33.87687 0.2845 0.174372 19.92749 27.58434 0.3462 0.140207 15.71058 tê ́H ́ 0* uê hợp) P– 21.13162 0.2422 in h Nguồn: Xử lý eview 8.1 ̣c K Kết bảng 2.5 và 2.6 cho thấy kiểm định vết ma trận Trace và kiểm định tỷ lệ hàm hợp lý (Maximum Eigenvalue) bác bỏ giả thuyết H0 và cùng cho ho có tồn vectơ đồng tích hợp chuỗi LVNI, LCPI, LIPI, LREER, LM2, LINT mức ý nghĩa 5% Điều đó cho thấy có mối quan hệ dài hạn (đồng tích ại hợp) các biến nghiên cứu Đ Tóm lại, kết hai bảng 2.5 và 2.6 cho thấy có tồn mối quan hệ đồng g tích hợp, cho phép sử dụng mô hình VECM để nghiên cứu ảnh hưởng các biến ươ ̀n kinh tế vĩ mô đến TTCK Việt Nam qua biến phụ thuộc là số chứng khoán LVNI 2.2.2.2 Xác định độ trễ tối ưu Tr Độ trễ mô hình xác định dựa trên tiêu chuẩn kiểm định bao gồm LR, FPE, AIC, SC và HQ Kết thể bảng 2.7 Bảng này cho thấy độ trễ thích hợp mô hình là 53 Bảng 2.7: Kết lựa chọn độ trễ cho mô hình7 LR FPE AIC SC HQ 643.4864 NA 1.17e-13 -12.74973 -12.59342 -12.68647 1465.251 1528.482 1.75e-20 -28.46502 -27.37085* -28.02219* 1507.570 73.63559 1.56e-20 -28.59141 -26.55938 -27.76901 1547.244 64.27118* 1.47e-20* -28.66488* -25.69499 -27.46291 1564.015 25.15673 2.25e-20 -28.28030 -24.37255 -26.69876 1599.880 49.49337 2.40e-20 -28.27760 -23.43198 -26.31649 1636.970 46.73292 2.58e-20 -28.29939 -22.51591 -25.95871 1680.196 49.27851 2.56e-20 -28.44393 -21.72259 -25.72368 1713.561 34.03213 3.27e-20 -28.39122 -20.73202 -25.29141 ́H ́ LogL uê Lag tê Nguồn: Xử lý eview 8.1 in h 2.2.2.3 Mối quan hệ dài hạn các biến nghiên cứu ̣c K Bảng 2.8: Kết ước lượng mô hình dài hạn8 LCPI LIPI LREER LM2 LINT C CointEq1 0.070701 -0.112270 3.444491 -0.472119 0.731956 -31.29934 Standard errors (0.86686) (0.13181) (1.54848) (0.29750) (0.31479) t-value [ 0.08156] [-0.85173] [ 2.22444] [-1.58698] [ 2.32524] ại ho LVNI Đ Nguồn: Xử lý eview 8.1 Từ vectơ đồng tích hợp xác định kết hợp với kết ước lượng từ mô ươ ̀n g hình VECM luận văn biến đổi sang dạng phương trình đồng tích hợp hay mô hình mô tả tác động các biến vĩ mô lên số VN-Index TTCK Việt Nam Tr dài hạn Vectơ đồng tích hợp có dạng: Vectơ u = [1.000000, 0.70701, -0.112270, 3.444491, -0.472119, 0.731956, -31.29934] Từ vectơ trên, ta có mô hình mô tả ảnh hưởng các biến LCPI, LIPI, LREER, LM2, LINT dài hạn sau: Xem chi tiết phụ lục Xem chi tiết phụ lục 54 LVNI = 31.29934 – 0.70701*LCPI + 0.112270*LIPI – 3.444491*LREER + 0.472119*LM2 – 0.731956*LINT Trong đó, hệ số biến điều chỉnh sai số9 có giá trị là -0.207076 với pvalue = 0.0000 < mức ý nghĩa α = 0.05 nên mô hình trên là có ý nghĩa 2.2.2.4 Mối quan hệ ngắn hạn các biến nghiên cứu ∆LVNIt = c + μ1∆LVNIt-1 + μ2∆LVNIt-2 + μ3∆LVNIt-3 ́ ́H Do đó, mô hình ước lượng ngắn hạn có dạng sau: uê Dựa trên độ trễ tối ưu đã xác định, độ trễ mô hình ngắn hạn là tê + φ11∆LCPIt-1 + φ12∆LCPIt-2 + φ13∆LCPIt-3 h + φ21∆LREERt-1 + φ22∆LREERt-2 + φ23∆LREERt-3 ̣c K in + φ31∆LINTt-1 + φ32∆LINTt-2 + φ33∆LINTt-3 + φ41∆LM2t-1 + φ42∆LM2t-2 + φ43∆LM2t-3 Tr ươ ̀n g Đ ại ho + φ51∆LIPIt-1 + φ52∆LIPIt-2 + φ53∆LIPIt-3 + γECTt-1 + ρt Xem chi tiết phụ lục 55 Bảng 2.9: Kết ước lượng mô hình ngắn hạn10 Thống kê T Giá trị P-value 0.013346 0.477181 0.6345 ∆LVNIt-1 0.028264 0.097413 0.290142 0.7724 ∆LVNIt-2 0.053811 0.095617 0.562778 0.5751 ∆LVNIt-3 -0.139944 0.092285 -1.516436 0.1332 ∆LCPIt-1 -0.150524 1.439508 -0.104566 0.9170 ∆LCPIt-2 0.829789 1.622261 0.511501 0.6103 ∆LCPIt-3 1.138967 1.330133 0.856281 0.3943 ∆LREERt-1 -0.183709 0.751114 -0.244582 0.8074 ∆LREERt-2 0.818151 0.730958 1.119286 0.2662 ∆LREERt-3 -1.195737 0.770360 -1.552179 0.1244 ∆LINTt-1 -0.168889 0.151973 -1.111309 0.2696 ∆LINTt-2 0.093352 0.151056 0.617997 0.5382 ∆LINTt-3 0.218595 0.152507 1.433339 0.1555 ∆LM2t-1 0.650559 0.392788 1.656261 0.1014 ∆LM2t-2 -0.647614 0.397427 -1.629516 0.1069 ∆LM2t-3 -0.156221 0.413283 -0.377999 0.7064 ∆LIPIt-1 -0.042272 0.066014 -0.640344 0.5237 ∆LIPIt-2 -0.036944 0.064188 -0.575566 0.5664 0.014718 0.059067 0.249181 0.8038 -0.207076 0.046323 -4.470304 0.0000 tê h g ECTt-1 ̣c K ho Đ ∆LIPIt-3 ́ 0.006368 uê C ́H Sai số chuẩn in Hệ số ại Biến số ươ ̀n Nguồn: Xử lý eview 8.1 Từ bảng trên, ta có mô hình ngắn hạn sau: Tr ∆LVNIt = 0.006368+ 0.028264∆LVNIt-1 + 0.053811∆LVNIt-2 - 0.139944∆LVNIt-3 - 0.150524∆LCPIt-1 + 0.829789∆LCPIt-2 + 1.138967∆LCPIt-3 - 0.183709∆LREERt-1 + 0.818151∆LREERt-2 - 1.195737∆LREERt-3 - 0.168889∆LINTt-1 + 0.093352∆LINTt-2 + 0.218595∆LINTt-3 10 Xem chi tiết phụ lục 56 + 0.650559∆LM2t-1 - 0.647614∆LM2t-2 - 0.156221∆LM2t-3 - 0.042272∆LIPIt-1 - 0.036944∆LIPIt-2 + 0.014718∆LIPIt-3 0.207076ECTt-1 Kiểm định ý nghĩa thống kê các hệ số mô hình: Đề tài sử dụng giá trị p-value từ kết chạy mô hình bảng 2.9 để kiểm định ý nghĩa thống kê các hệ số mô hình Theo quy định, giá trị p-value tính nhỏ mức ý nghĩa α cho trước (ở đây α = 5%) thì nghiên cứu bác bỏ giả thuyết H0, tức hệ ́ uê số có ý nghĩa Theo đó, ngắn hạn, giá cổ phiếu trên TTCK bị tác động ́H phần dư ECT (độ trễ t-1) Trong đó biến động các yếu tố còn lại kì trước tê không tác động đến giá cổ phiếu kỳ này h 2.2.3 Kiểm định phù hợp mô hình in 2.2.3.1 Kiểm định tính dừng phần dư ̣c K Bảng 2.10 Kết kiểm định tính dừng (ADF) phần dư11 t-Statistic Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.06638 1% level -3.495021 5% level -2.889753 10% level -2.581890 ho P-value = 0.0000 ại Null Hypothesis: RESID has a unit root ươ ̀n g Đ Test critical values: Nguồn: Xử lý eview 8.1 Tr Nếu giá trị kiểm định < P-value: chấp nhận giả thuyết H0: Phần dư không dừng Nếu giá trị kiểm định > P-value: bác bỏ giả thuyết H0: Phần dư dừng Kết kiểm định tính dừng phần dư kiểm định Dickey - Fuller mô hình thể mối quan hệ dài hạn các biến bảng 2.10 cho thấy giá trị kiểm định > 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, phần dư mô hình dừng tất các mức ý 11 Xem chi tiết phụ lục 7.1 57 nghĩa Phần dư mô hình thể mối quan hệ dài hạn dừng khẳng định tồn mối quan hệ đồng liên kết các biến kết kiểm định bảng 2.5 và 2.6 2.2.3.2 Kiểm định tính chuẩn sai số ngẫu nhiên Giả thuyết H0: Phần dư tuân theo quy luật phân phối chuẩn Giả thuyết H1: Phần dư không tuân theo quy luật phân phối chuẩn 16 S e r ie s : R e s id u a ls S a m p le 0 M M O b s e r v a tio n s ́ uê 14 12 Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m S td D e v S k e wn e s s K u r to s is ́H 10 tê h -0.05 0.00 0.05 1 1 0 0.10 ̣c K -0.10 Ja r q u e - B e r a P r o b a b ility in - e - 0 3 - 0 9 - 1 4 ho Biểu đồ 2.11: Kết kiểm định JB sai số ngẫu nhiên Nguồn: Xử lý eview 8.1 ại Khoá luận sử dụng kiểm định JB để kiểm định tính phân phối chuẩn mức ý nghĩa Đ phần dư mô hình K ết kiểm định cho thấy giá trị P-value phần dư lớn = 5% nên không thể bác bỏ giả thuyết H0 hay phần dư mô hình ươ ̀n g tuân theo quy luật phân phối chuẩn 2.2.3.3 Kiểm định tính tự tương quan phần dư Tr Bảng 2.11: Kết kiểm định tính tự tương quan phần dư12 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test F-statistic 0.809385 Prob F(3,81) 0.4923 Obs*R-squared 3.026893 Prob Chi-Square(3) 0.3875 Nguồn: Xử lý eview 8.1 12 Xem chi tiết phụ lục 7.2 58 Nếu giá trị kiểm định < P-value: chấp nhận giả thuyết H0: Phần dư mô hình không tồn tự tương quan Nếu giá trị kiểm định > P-value: chấp nhận giả thuyết H1: Phần dư mô hình tồn tượng tự tương quan Khoá luận sử dụng kiểm định Breusch – Godfrey để kiểm định xem có tồn tự tương quan phần dư mô hình hay không Giá trị P-value phần ́ = 5% nên chưa có sở để bác bỏ giả thuyết H0 hay uê dư lớn mức ý nghĩa ́H phần dư mô hình không tồn tự tương quan tê 2.2.2.4 Kiểm định phương sai sai số thay đổi h Bảng 2.12: Kết kiểm định phương sai sai số thay đổi13 0.610854 Obs*R-squared 1.872750 Prob F(3,97) 0.6096 Prob Chi-Square(3) 0.5992 ho ̣c K F-statistic in Heteroskedasticity Test: ARCH Nguồn: Xử lý eview 8.1 ại Giải thiết H0: Phần dư mô hình có phương sai sai số không đổi Đ Giả thuyết H1: Phần dư mô hình có phương sai sai số thay đổi g Khoá luận sử kiểm định ARCH để kiểm định tượng phương sai sai số ươ ̀n thay đổi phần dư mô hình Kết kiểm định cho thấy giá trị P-value phần dư lớn mức ý nghĩa = 5% nên không thể bác bỏ giả thuyết H0 hay phần Tr dư mô hình có phương sai sai số không đổi Kết luận: Kết các kiểm định trên cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện: chuỗi phần dư là chuỗi dừng, sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật chuẩn, phần dư không bị tự tương quan và phương sai sai số không thay đổi Như vậy, mô hình lựa chọn trên là phù hợp 13 Xem chi tiết phụ lục 7.3 59 CHƯƠNG 3: THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ KHUYẾN NGHỊ MỘT SỐ CHÍNH SÁCH 3.1 Thảo luận kết nghiên cứu 3.1.1 Mô hình dài hạn LVNI = 31.29934 – 0.70701*LCPI + 0.112270*LIPI – 3.444491*LREER + ́ uê 0.472119*LM2 – 0.731956*LINT Mô hình trên cho thấy dài hạn, tất các biến số có dấu các hệ số ước ́H lượng là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết và so với kỳ vọng ban đầu14 tê Thứ nhất, hệ số ảnh hưởng lạm phát đến số VN-Index là –0.70701, h chứng tỏ lạm phát có ảnh hưởng tiêu cực đến giá cổ phiếu trên TTCK Theo đó, in lạm phát tăng 1% thì số giá chứng khoán giảm 0.71% Điều này phản ánh ̣c K đúng thực trạng TTCK Việt Nam thời gian qua và hoàn toàn phù hợp với sở lý thuyết Lạm phát tăng thường kèm với chính sách tín dụng thắt chặt, việc ho tiếp cận nguồn vốn các NĐT chứng khoán khó khăn Hoạt động các DN có quan hệ tín dụng với ngân hàng bị ảnh hưởng theo chiều hướng xấu ại Mặt khác, lạm phát tăng, chi phí đầu vào cho hoạt động sản xuất kinh doanh Đ các DN tăng lên, lợi nhuận kỳ vọng DN tương lai bị định giá thấp, g dẫn tới giảm sôi động trên TTCK Hơn nữa, tăng lên lạm phát có thể tác ươ ̀n động tiêu cực đến tâm lý NĐT, làm cho TTCK trở nên kém hấp dẫn so với các hình thức đầu tư an toàn khác Như vậy, rõ ràng lạm phát tăng kéo theo sụt Tr giảm giá cổ phiếu trên TTCK Kết luận này tương đồng với các nghiên cứu trước Komain (2009), Nadeem và Hussain (2009), Nader và Alraimony (2012) Thứ hai, kết cho thấy mối quan hệ ngược chiều lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với số VN-Index, giống với các nghiên cứu nước và nước ngoài Theo đó, độ co giãn biến vĩ mô này với số VN-Index là -0.731956, 14 Các giả thuyết đặt mục 1.2 60 nghĩa là điều kiện các nhân tố khác không đổi, 1% giảm lãi suất TPCP làm cho cổ phiếu trên TTCK tăng 0.73% và ngược lại Mối quan hệ này thể rõ ràng gần hai năm trở lại đây, mà lãi suất giao dịch TPCP kỳ hạn 10 năm liên tục giảm từ 6.94% vào tháng 4/2016 xuống còn 5.05% vào cuối tháng 12/2017 thì giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam lại khởi sắc nhiều Điều này có thể giải thích theo lý thuyết lượng cầu tài sản Đó là lãi suất thấp, NĐT trước đây đã mua trái phiếu nhằm tìm kiếm an toàn ́ uê thường có xu hướng bán trái phiếu để tìm kiếm thu nhập cao từ TTCK Hơn ́H nữa, lãi suất TPCP thường có ảnh hưởng đến lãi suất chiết khấu và thông qua đó tác tê động làm thay đổi các loại lãi suất khác trên thị trường Có thể thấy lãi suất TPCP giảm thì đồng nghĩa với lãi suất cho vay khách hàng giảm in h xuống Lúc này các khoản vay trở nên rẻ hơn, không giúp cho các cá nhân và tổ chức dễ dàng vay tiền để đầu tư vào cổ phiếu mà còn góp phần tạo điều kiện thuận ̣c K lợi cho các DN mở rộng sản xuất và thu lợi nhuận cao Do vậy, giá cổ phiếu trên TTCK tăng lên Ngược lại, lãi suất TPCP tăng gây khó khăn cho NĐT ho việc tiếp cận vốn tác động tiêu cực đến hoạt động DN, từ đó ại làm cho số VN-Index sụt giảm Ngoài ra, tượng tâm lý đầu tư theo bầy đàn Đ và tâm lý chi phối hành vi nhà đầu tư trên TTCK khá mạnh mẽ càng khiến cho số giá chứng khoán sụt giảm có các tín hiệu bất ổn kinh tế vĩ mô lãi ươ ̀n g suất tăng Đề tài Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj và Tahir Khan Durrani (2008) có kết luận tương tự mối quan hệ tỷ lệ nghịch lãi suất và giá cổ Tr phiếu trên thị trường Mỹ và Hàn Quốc Thứ ba, hệ số ảnh hưởng tỷ giá USD/VND là –3.444491 < cho thấy thay đổi tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng có tương quan tỷ lệ nghịch với số VN-Index Cụ thể, tỷ giá hối đoái tăng 1%, tức USD tăng giá hay VND giảm giá 1%, làm cho số VN-Index giảm xuống 3.4% Mối quan hệ này đúng với giả thuyết tương quan âm đã đặt phần sở lý luận Xét khía cạnh thương mại quốc tế, tỷ giá tăng hoạt động xuất thuận lợi nhập Mà Việt Nam xem là nước khá trội hoạt động nhập 61 luôn tình trạng nhập siêu 10 năm từ 2006 – 2015 (riêng năm 2016 xuất siêu 2.5 tỉ USD, 2017 xuất siêu 2.7 tỉ USD) và yết giá trực tiếp nên ́ ho ̣c K in h tê ́H uê điều này gây tác động tỷ lệ nghịch đến giá cổ phiếu 2015 Nguồn: VnEconomy Đ ại Biểu đồ 2.12: Tình hình biến động kim ngạch xuất, nhập giai đoạn 2006- g Thứ tư, hệ số ảnh hưởng số sản xuất công nghiệp là 0.112270 Điều ươ ̀n này cho thấy số sản xuất công nghiệp tặng 1% làm cho giá cổ phiếu tăng 0.11% Điều đó hoàn toàn đúng với lý thuyết và thực tiễn kinh tế giai Tr đoạn phát triển và các công ty làm ăn hiệu quả, có lãi, gia tăng lợi nhuận cho các cổ đông Khi đó cổ phiếu công ty trở nên hấp dẫn và giá cổ phiếu tăng Kết trên phù hợp với nghiên cứu Sohail và Hussain (2009) Thứ năm, hệ số ảnh hưởng cung tiền M2 là 0.472119 cho thấy có tương quan dương với giá cổ phiếu trên TTCK Điều này ngược lại với nghiên cứu Nader và Alraimony (2012) giống với kết luận Nguyễn Minh Kiều (2013) Ta thấy giai đoạn từ 2009 – 2017 chính phủ đã thi hành các chính sách tiền tệ 62 mở rộng việc tăng lượng cung tiền từ 1561466 tỷ lên 8161008 tỉ Khi lượng tiền lưu thông tăng thì việc tiêu dung hàng hóa, các tài sản tài chính chứng khoán tăng lên làm gia tăng tính khoản và giá cổ phiếu trên TTCK 3.1.2 Mô hình ngắn hạn ∆LVNIt = 0.006368+ 0.028264∆LVNIt-1 + 0.053811∆LVNIt-2 - 0.139944∆LVNIt-3 - 0.150524∆LCPIt-1 + 0.829789∆LCPIt-2 + 1.138967∆LCPIt-3 ́ uê - 0.183709∆LREERt-1 + 0.818151∆LREERt-2 - 1.195737∆LREERt-3 ́H - 0.168889∆LINTt-1 + 0.093352∆LINTt-2 + 0.218595∆LINTt-3 tê + 0.650559∆LM2t-1 - 0.647614∆LM2t-2 - 0.156221∆LM2t-3 in h - 0.042272∆LIPIt-1 - 0.036944∆LIPIt-2 + 0.014718∆LIPIt-3 - 0.207076ECTt-1 ̣c K Kết ước lượng cho thấy các biến số phương trình ngắn hạn không có ý nghĩa thống kê Suy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu, độ biến động tỷ giá ho hối đoái hiệu dụng thực, tỷ lệ lạm phát, cung tiền M2, số sản xuất công nghiệp, lãi suất TPCP 10 năm không có tác động ngắn hạn đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK ại thời điểm Điều này cho thấy TTCK Việt Nam là thị trường không hiệu Đ giá chứng khoán không thể hết lượng thông tin g Hệ số ước lượng ECT với độ trễ là ngắn hạn có mức ý nghĩa thống ươ ̀n kê nhỏ 5% đảm bảo nghiên cứu có tồn quan hệ đồng tích hợp đã tìm phần trước theo giả thuyết Granger năm 1987 Hệ số -0.207076 cho Tr thấy số VN-Index điều chỉnh 20.7% tháng để đạt đến thăng dài hạn Theo đó, ngắn hạn, biến giá lệch khỏi cân bằng, tháng để quay giá trị dài hạn 3.2 Khuyến nghị Thông qua kết nghiên cứu, tác giả đưa số khuyến nghị Chính phủ các NĐT sau 63 3.2.1 Đối với chính phủ + Thứ nhất, việc cập nhật liệu các báo vĩ mô Việt Nam còn chậm và gần không thống với các nguồn (như Tổng cục thống kê, Cục Đầu tư nước ngoài, Tổng cục hải quan) gây khó khăn cho các NĐT phân tích và dự đoán xu hướng các CP DMĐT mình Điều này dẫn đến tượng “tâm lý bầy đàn” cao NĐT thông tin bất cân xứng trên thị trường ́ uê gây tượng rủi ro đạo đức, đồng thời, không phản ánh đúng thực tế các biến số kinh tế Do đó, Chính phủ nên cải thiện vấn đề cập nhật liệu và công bố ́H thông tin trên thị trường thống cách tính các nguồn với tê + Thứ hai, Chính phủ nên có các biện pháp làm tăng tính hiệu thị h trường ngắn hạn trên thị trường thứ cấp, cần cải tiến mô hình tổ chức thị in trường và hệ thống giao dịch TPCP, trái phiếu Chính phủ bảo lãnh và trái ̣c K phiếu chính quyền địa phương Sở giao dịch chứng khoán phù hợp với tính chất giao dịch thỏa thuận, bảo đảm chế độ báo cáo giao dịch kịp thời, chính xác để xây ho dựng đường cong lãi suất chuẩn Cần yêu cầu các nhà tạo lập thị trường thực nghĩa vụ chào giá hai chiều (giá mua, giá bán) các mã TPCP tiêu chuẩn ại nhằm tạo khoản; tăng cường trách nhiệm thành viên thị trường thứ cấp Đ công tác báo cáo giao dịch Ngoài ra, để thị trường TPCP tiếp tục thu hút các g dòng vốn tốt hơn, cần triển khai nhiều giải pháp đồng bộ, đó, chú trọng đến ươ ̀n các giải pháp đa dạng hóa sản phẩm theo thông lệ và chuẩn mực quốc tế, cần có các sản phẩm phái sinh trái phiếu để đáp ứng đa dạng nhu cầu nhà đầu tư và Tr ngoài nước Việc triển khai sớm sản phẩm phái sinh trái phiếu là cần thiết, vì không giúp nhà đầu tư có công cụ phòng ngừa rủi ro, mà còn hỗ trợ họ bảo vệ hiệu các thành đạt quá trình đầu tư Cùng với đó cần định hình chế phát hành, giao dịch thuận lợi, minh bạch cho bên phát hành lẫn NĐT + Thứ ba, việc Chính phủ can thiệp sâu vào thị trường (bằng thông tư, nghị định hành chính hay công cụ thuế) làm số biến kinh tế vĩ mô không phản ánh đúng thực chất kinh tế vào TTCK Do đó, chính sách kinh tế vĩ mô 64 Chính phủ tương lai cần tuân thủ nguyên tắc cung cầu thị trường để TTCK Việt Nam có thể phản ứng linh hoạt với tương tác các TTCK lớn trên giới + Thứ tư, việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô không hướng đến việc điều hành kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến phát triển bền vững cho TTCK Đặc biệt, Chính phủ nên xem xét, đánh giá cách toàn diện ́ uê điều kiện kinh tế vĩ mô và diễn biến TTCK trước đưa định Hơn nữa, TTCK phản ánh mạnh trước các thông tin, nên độ chính xác, tính minh bạch và ́H kịp thời thông tin có tác động lên thị trường và hành vi các NĐT tê Do đó, việc công bố thông tin Chính phủ cần thực chuyên nghiệp, h kiểm soát hành lang pháp lý tránh tình trạng kinh doanh nội gián bóp méo ̣c K 3.2.2 Đối với các NĐT in thị trường + Thứ nhất, luôn nâng cao kiến thức để hiểu biết và xác định ảnh hưởng ho các nhân tố vĩ mô đến giá cổ phiếu giúp các NĐT việc định giá cổ ại phiếu, lựa chọn và quản lý DMĐT mình Đ + Thứ hai, có điều chỉnh chính sách vĩ mô Chính phủ hay biến động tình hình TTCK các kinh tế lớn trên giới thì cần phân tích ươ ̀n g kỹ lưỡng xu hướng và xem xét lại DMĐT mình Trong trường hợp xấu thì nên rút khỏi thị trường và đầu tư vào các kênh an toàn khác vàng, ngoại tệ Tr mạnh để đảm bảo an toàn + Thứ ba, các NĐT nên đầu tư theo kiểu đầu tư giá trị Không giống số chiến lược đầu tư khác, đầu tư giá trị khá là đơn giản Nó không yêu cầu các NĐT phải có hiểu biết sâu rộng ngành tài chính cần có kiến thức, kiên nhẫn và nguồn vốn Theo nguyên tắc đầu tư quan trọng Warren Buffett15 là 15 Nhà đầu tư tài chính thành công giới 65 tìm mua và nắm giữ lâu dài cổ phiếu công ty tốt và có thị giá thấp giá trị nội + Đối với các DN đã phát hành cổ phiếu nên chú ý theo dõi biến động các nhân tố vĩ mô để có biện pháp phòng ngừa, quản trị rủi ro thích hợp, để hạn chế tối thiểu ảnh hưởng chúng đến lợi nhuận kinh doanh DN và củng cố niềm tin cho các NĐT vào cổ phiếu DN mình Bên cạnh đó, phải theo dõi chính sách ́ Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K in h tê ́H uê tiền tệ việc xây dựng chiến lược quản trị rủi ro cho DN mình 66 PHẦN III: KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Kết đạt Đề tài đã tập trung nghiên cứu ảnh hưởng các nhân tố vĩ mô bao gồm lạm phát, tỉ giá hối đoái hiệu dụng thực (USD/VND), lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm, cung tiền M2, số sản xuất công nghiệp đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam thông qua số VN-Index SGDCK TP Hồ Chí Minh phương pháp vectơ ́ uê hiệu chỉnh sai số VECM Nghiên cứu sử dụng liệu tháng từ tháng 1/2009 đến ́H tháng 12/2017 nên có 108 quan sát mẫu nghiên cứu Để phân tích tác động này cách hiệu quả, đề tài đã sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng và tiếp tê đến kiểm định đồng tích hợp cho chuỗi liệu sáu biến mô hình, kết h cho thấy tồn ít vectơ đồng tích hợp các biến nghiên cứu Từ ̣c K nghiên cứu Kết cho thấy: in đó, thu mô hình mối quan hệ dài hạn lẫn ngắn hạn các biến Mô hình ước lượng dài hạn đã phát các nhân tố vĩ mô trên ho có tác động đến số VN-Index dài hạn Trong đó, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 ại năm, lạm phát và tỷ giá hối đoái có mối quan hệ tỷ lệ nghịch đến số VN-Index, Đ còn cung tiền M2 và số sản xuất công nghiệp có mối quan hệ tỷ lệ thuận đến số VN-Index Kết luận này phù hợp với các lý thuyết kinh tế hầu hết các ươ ̀n g nghiên cứu trước đó Mô hình ước lượng ngắn hạn cho thấy tỷ suất sinh lợi cổ phiếu trên Tr TTCK Việt Nam thời điểm bị ảnh hưởng biến động các biến vĩ mô các tháng trước Tuy nhiên với độ trễ là tức thời gian tháng, thay đổi các biến vĩ mô tác động chưa kịp làm thay đổi giá cố phiếu trên thị trường chứng khoán Hạn chế - Số liệu mẫu nghiên cứu dừng mức 108 quan sát giai đoạn từ tháng 1/2009 đến tháng 12/2017 Số lượng quan sát này nhìn chung còn chưa đủ dài để nghiên cứu ảnh hưởng thực các nhân tố vĩ mô đến TTCK Việt Nam 67 - Trên thực tế có nhiều biến vĩ mô tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK giá hàng hóa, lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, chính trị, giá vàng, giá dầu, tỷ lệ thất nghiệp đề tài giới hạn năm biến kinh tế vĩ mô để nghiên cứu Việc giới hạn các biến nghiên cứu trên ít nhiều ảnh hưởng đến kết mô hình nghiên cứu vì có khả nghiên cứu bỏ qua vài biến giải thích quan trọng khác, điều này ảnh hưởng đến kết đề xuất mô hình nghiên cứu hợp lý - Đề tài lựa chọn biến vĩ mô là số chứng khoán VN-index đại ́ uê diện cho TTCK Việt Nam nên chưa thể phản ánh đầy đủ ảnh hưởng các ́H nhân tốt kinh tế vĩ mô đến TTCK có nhiều số chứng tê khoán khác trên thị trường Hướng phát triển đề tài in h Bằng cách sử dụng phương pháp vectơ hiệu chỉnh sai số VECM để ước lượng mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn các chuỗi liệu thời gian, đề tài ̣c K đã chứng minh mối quan hệ các nhân tố lãi suất, tỷ giá hối đoái, lạm phát, số sản xuất công nghiệp và cung tiền đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam ho Tuy nhiên, đề tài chưa giải thích tương tác qua lại các biến độc lập hay biến độc lập và biến phụ thuộc Từ đó, mở nhiều hướng nghiên cứu cho ại các đề tài sau này Trước hết, bổ sung thêm số biến vĩ mô giá vàng, giá dầu, Đ tỉ lệ thất nghiệp và sử dụng các mô hình kiểm định kiểm định nhân hay mô g hình vectơ tự hồi quy VAR để hồi quy Bên cạnh đó, các đề tài có thể sử ươ ̀n dụng kết hợp liệu VN-Index SGDCK TP Hồ Chí Minh và HNX-Index SGDCK Hà Nội để mẫu nghiên cứu mang tính đại diện cao Bên cạnh đó, có Tr thể thu thập số liệu các số chứng khoán các nước khác để nghiên cứu mối tương tác qua lại các TTCK với Trên đây là số hướng để đề tài tiếp tục phát triển tương lai Do hạn chế thời gian nghiên cứu nên số lượng biến vĩ mô lựa chọn không nhiều, song, bài nghiên cứu này đã góp phần làm phong phú thêm sở lý thuyết cho các nghiên cứu sau này và cung cấp thêm phần nào đó tổng quan TTCK, giúp các bạn sinh viên quan tâm tới vấn đề này các NĐT có thể áp dụng và phân tích kỹ tình hình, xu hướng biến động thị thường nhằm lựa chọn DMĐT phù hợp 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO  Tài liệu nước Bộ Giáo dục và Đào tạo (2011), Mối liên hệ các nhân tố kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khoán – Kết thực nghiệm thị trường chứng khoán Việt Nam, TP Hồ Chí Minh Bùi Kim Yến (2008), Giáo trình Phân tích và đầu tư chứng khoán, NXB Thống ́ uê kê, TP.HCM ́H Luật số 06/2006/QH11 Luật Chứng khoán, Quốc Hội ban hành ngày 29 tháng tê năm 2006 in Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội h Nguyễn Quang Dong, Nguyễn Thị Minh (2012), Giáo trình Kinh tế lượng, NXB ̣c K Nguyễn Văn Tiến (2009), Giáo trình Tài chính – Tiền tệ – Ngân hàng, NXB ho Thống kê, Hà Nội Nguyễn Thị Mỹ Dung (2013), Nhân tố ảnh hưởng đến giá chứng khoán Việt ại Nam: Một số điểm cần lưu ý, Tạp chí Nghiên cứu & Trao đổi, Số 8, trang 42 – 45 Đ Nguyễn Minh Kiều, Nguyễn Văn Điệp (2013), Quan hệ các yếu tố kinh tế vĩ g mô và biến động thị trường chứng khoán: Bằng chứng thực nghiệm từ thị trường ươ ̀n Việt Nam, Tạp chí Phát triển Khoa học & Công nghê, Số 3, trang 86 – 100 Trần Đức Luân Kinh tế lượng (Econometrics) Tr Trần Thị Thu Thuỷ, Võ Thị Thuỳ Dương (2015), Sự tác động các nhân tố kinh tế vĩ mô đến các số giá cổ phiếu HOSE, Tạp chí Nghiên cứu & Trao đổi, Số 24, trang 59 – 67 69  Tài liệu nước ngoài Alexandros Garefalakis, Augustinos Dimitras, Dimitris Koemtzopoulos, Konstantinos Spinthiropoulos (2011), Determinant Factors of Hong Kong Stock Market, Social Science Research Network Eugene Fama, Kenneth French (1992), The Cross-Section of Expected Stock Returns, Journal of Finance, Vol 47, p.427-465 ́ uê 3.Haruna Issahaku, Yazidu Ustarz, Paul Bata Domanban (2013), Macroeconomic ́H Variables and Stock Market Returns in Ghana: Any Causal Link, Asian Economic tê and Social Society, p.1044-1062 Pakistan Economic and Social Review Volume 47, No (Winter 2009), pp 183- in h 198 ̣c K The Journal of FinancialResearch Vol XVIII, NO.2 'Pages223-237 - Summer  Các trang web ại http://www.gso.gov.vn ho 1995 Đ http://www.investing.com g http://www.sbv.gov.vn ươ ̀n http://www.bloomberg.com 5.http://nghiencuudinhluong.com/tinh-dung-cua-du-lieu-chuoi-thoi-gian-va-cac- Tr kiem-dinh-tinh-dung/ http://finance.vietstock.vn http://data.imf.org 70 PHỤ LỤC PHỤ LỤC 1: THỐNG KÊ MÔ TẢ CỦA CÁC CHUỖI DỮ LIỆU THEO THỜI GIAN Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LVNI 16 S e rie s : L V NI S a m p le 0 M M O b s e rv a tio n s 14 12 Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m S td D e v S k e wn e s s K u r to s is ́ 6 8 9 5 1 -0 2 7 uê 10 ́H tê Ja rq u e - B e r a P r o b a b ility 6.0 6.2 6.4 6.6 6.8 in 5.8 ̣c K 5.6 3 1 9 5 h Nguồn: Xử lý eview 8.1 ho Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LCPI 24 ại 20 S e rie s : L C P I S a m p le 0 M M O b s e rv a tio n s Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m S td D e v S k e wn e s s K u r to s is Đ 16 Tr ươ ̀n g 12 Ja rq u e - B e r a P r o b a b ility 9 5 5 7 1 -0 2 2 1 5 0 0 4.5 4.6 4.7 4.8 4.9 5.0 Nguồn: Xử lý eview 8.1 71 Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LREER 24 S e rie s : L R E E R S a m p le 0 M M O b s e rv a tio n s 20 Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m S td D e v S k e wn e s s K u r to s is 16 12 ́ uê 9 9 0 9 7 0 -1 8 9.75 9.80 9.85 9.90 9.95 10.00 0 0 0 ́H Ja rq u e - B e r a P r o b a b ility tê Nguồn: Xử lý eview 8.1 in h Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LINT S e rie s : L INT S a m p le 0 M M O b s e rv a tio n s ̣c K 12 10 Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m S td D e v S k e wn e s s K u r to s is ho ại Đ ươ ̀n -3.000 Ja rq u e - B e r a P r o b a b ility g -2.750 -2.625 -2.500 -2.375 -2.250 0 -2.125 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Tr -2.875 -2 9 -2 -2 3 -2 8 -0 72 Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LM2 Se rie s: L M Sa m p le 0 M M O b se rva tio n s Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m Std D e v Sk e wn e s s Ku rto sis ́ uê 5 1 1 8 1 4 -0 5 7 6 Ja rq u e -Be Pro b a b ility 14.6 14.8 15.0 15.2 15.4 15.6 15.8 tê 14.4 1 9 0 4 ́H h Nguồn: Xử lý eview 8.1 in Biểu đồ phân phối chuỗi thời gian biến LIPI ho 16 ại 12 Đ ươ ̀n g Se rie s: L IPI Sa m p le 0 M M O b se rva tio n s ̣c K 20 4.6 4.7 4.8 4.9 5.0 5.1 5.2 5.3 5.4 5.5 5 5 8 4 8 6 1 4 9 5 Ja rq u e - Be r a Pr o b a b ility 5 2 6 0 5.6 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Tr 4.5 Mean M e d ia n M a xim u m M in im u m Std D e v Sk e wn e s s Ku r to sis 73 PHỤ LỤC 2: KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU TRONG NGHIÊN CỨU BẰNG KIỂM ĐỊNH ADF Kết kiểm định tính dừng biến LVNI Null Hypothesis: LVNI has a unit root Exogenous: Constant ́ uê Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) -1.312769 -3.492523 h 1% level -2.888669 -2.581313 ̣c K in 5% level 10% level 0.6216 tê Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: Prob.* ́H t-Statistic ho *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation ại Dependent Variable: D(LVNI) Đ Method: Least Squares g Date: 04/26/18 Time: 08:37 ươ ̀n Sample (adjusted): 2009M02 2017M12 Tr Included observations: 107 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LVNI(-1) -0.037742 0.028750 -1.312769 0.1921 C 0.246582 0.179814 1.371321 0.1732 R-squared 0.016148 Mean dependent var 0.010680 Adjusted R-squared 0.006778 S.D dependent var 0.066960 74 S.E of regression 0.066733 Akaike info criterion -2.557727 Sum squared resid 0.467592 Schwarz criterion -2.507768 Log likelihood 138.8384 Hannan-Quinn criter -2.537474 F-statistic 1.723363 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.192123 1.741692 ́ uê Nguồn: Xử lý eview 8.1 ́H Kết kiểm định tính dừng biến LCPI tê Null Hypothesis: LCPI has a unit root Exogenous: Constant ̣c K in h Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) -2.227600 0.1979 -3.493129 5% level -2.888932 10% level -2.581453 g Đ Prob.* 1% level ại Test critical values: ho Augmented Dickey-Fuller test statistic t-Statistic ươ ̀n *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Tr Dependent Variable: D(LCPI) Method: Least Squares Date: 04/26/18 Time: 09:19 Sample (adjusted): 2009M03 2017M12 Included observations: 106 after adjustments Variable Coefficient Std Error 75 t-Statistic Prob LCPI(-1) -0.006109 0.002742 -2.227600 0.0281 D(LCPI(-1)) 0.639340 0.073286 8.723847 0.0000 C 0.031560 0.013453 2.345939 0.0209 R-squared 0.499990 Mean dependent var 0.005228 Adjusted R-squared 0.490281 S.D dependent var 0.006574 S.E of regression 0.004693 Akaike info criterion Sum squared resid 0.002269 Schwarz criterion Log likelihood 419.4415 Hannan-Quinn criter F-statistic 51.49794 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 ́ uê -7.857387 -7.826835 1.937006 Nguồn: Xử lý eview 8.1 ̣c K in h tê ́H -7.782007 Kết kiểm định tính dừng biến LIPI ho Null Hypothesis: LIPI has a unit root ại Exogenous: Constant Đ Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.022669 0.2769 Test critical values: 1% level -3.492523 5% level -2.888669 10% level -2.581313 Tr ươ ̀n g t-Statistic *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LIPI) 76 Method: Least Squares Date: 04/26/18 Time: 10:11 Sample (adjusted): 2009M02 2017M12 Included observations: 107 after adjustments Std Error t-Statistic Prob LIPI(-1) -0.094777 0.046857 -2.022669 0.0456 C 0.485333 0.236404 2.052983 0.0426 ́H ́ Coefficient uê Variable 0.037502 Mean dependent var 0.007560 Adjusted R-squared 0.028336 S.D dependent var 0.100689 S.E of regression 0.099252 Akaike info criterion -1.763800 Sum squared resid 1.034345 Schwarz criterion -1.713841 Log likelihood 96.36331 Hannan-Quinn criter -1.743547 4.091191 h Durbin-Watson stat 2.203601 0.045649 Đ ại Prob(F-statistic) in ̣c K ho F-statistic tê R-squared ươ ̀n g Nguồn: Xử lý eview 8.1 Kết kiểm định tính dừng biến LREER Tr Null Hypothesis: LREER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.474566 0.1245 Test critical values: -3.492523 1% level 77 5% level -2.888669 10% level -2.581313 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LREER) ́ uê Method: Least Squares ́H Date: 04/26/18 Time: 09:22 LREER(-1) -0.024333 C 0.244179 Std Error 0.009833 -2.474566 0.0149 0.097622 2.501259 0.0139 ho Mean dependent var 0.002614 Adjusted R-squared 0.046106 S.D dependent var 0.008591 S.E of regression 0.008391 Akaike info criterion -6.704857 Sum squared resid 0.007393 Schwarz criterion -6.654897 Log likelihood 360.7098 Hannan-Quinn criter -6.684604 F-statistic 6.123478 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.014941 g ại 0.055105 ươ ̀n Tr Prob Đ R-squared t-Statistic in Coefficient ̣c K Variable h Included observations: 107 after adjustments tê Sample (adjusted): 2009M02 2017M12 1.667813 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Kết kiểm định tính dừng biến LM2 Null Hypothesis: LM2 has a unit root Exogenous: Constant 78 Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.520843 0.5194 Test critical values: 1% level -3.492523 5% level -2.888669 10% level -2.581313 ́H *MacKinnon (1996) one-sided p-values ́ Prob.* uê t-Statistic tê Augmented Dickey-Fuller Test Equation Method: Least Squares ̣c K Date: 04/26/18 Time: 09:24 in h Dependent Variable: D(LM2) ho Sample (adjusted): 2009M02 2017M12 Included observations: 107 after adjustments Coefficient Std Error t-Statistic Prob -0.004723 0.003105 -1.520843 0.1313 0.086975 0.047050 1.848575 0.0673 Đ ại Variable g LM2(-1) Tr ươ ̀n C R-squared 0.021553 Mean dependent var 0.015456 Adjusted R-squared 0.012235 S.D dependent var 0.015512 S.E of regression 0.015417 Akaike info criterion -5.488212 Sum squared resid 0.024956 Schwarz criterion -5.438252 Log likelihood 295.6193 Hannan-Quinn criter -5.467959 F-statistic 2.312962 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.131305 79 1.634308 Nguồn: Xử lý eview 8.1 Kết kiểm định tính dừng biến LINT Null Hypothesis: LINT has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) 0.575538 Test critical values: 1% level -3.493747 5% level 0.9885 ́H Augmented Dickey-Fuller test statistic tê ́ Prob.* uê t-Statistic h -2.889200 -2.581596 in 10% level ̣c K *MacKinnon (1996) one-sided p-values ho Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LINT) ại Method: Least Squares Đ Date: 04/26/18 Time: 09:25 g Sample (adjusted): 2009M04 2017M12 Tr ươ ̀n Included observations: 105 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LINT(-1) 0.008962 0.015571 0.575538 0.5662 D(LINT(-1)) -0.042359 0.100529 -0.421358 0.6744 D(LINT(-2)) 0.023298 0.100732 0.231282 0.8176 C 0.016308 0.038243 0.426442 0.6707 R-squared 0.005517 Mean dependent var 80 -0.005603 Adjusted R-squared -0.024022 S.D dependent var 0.038849 S.E of regression 0.039312 Akaike info criterion -3.597204 Sum squared resid 0.156092 Schwarz criterion -3.496101 Log likelihood 192.8532 Hannan-Quinn criter -3.556235 F-statistic 0.186774 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.905181 ́ uê 1.984208 ́H Nguồn: Xử lý eview 8.1 tê Kết kiểm định tính dừng biến DLVNI Null Hypothesis: D(LVNI) has a unit root in h Exogenous: Constant ̣c K Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.16675 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493129 5% level -2.888932 10% level -2.581453 ươ ̀n g Đ ại ho t-Statistic *MacKinnon (1996) one-sided p-values Tr Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LVNI,2) Method: Least Squares Date: 04/26/18 Time: 09:26 Sample (adjusted): 2009M03 2017M12 Included observations: 106 after adjustments 81 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LVNI(-1)) -0.944987 0.092949 -10.16675 0.0000 C 0.012205 0.006278 1.944141 0.0546 R-squared 0.498464 Mean dependent var 0.002578 Adjusted R-squared 0.493641 S.D dependent var 0.089788 S.E of regression 0.063892 Akaike info criterion Sum squared resid 0.424552 Schwarz criterion Log likelihood 142.1610 Hannan-Quinn criter F-statistic 103.3628 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 ́ uê -2.644547 -2.624178 1.823817 ̣c K in h tê ́H -2.594293 Nguồn: Xử lý eview 8.1 ho Kết kiểm định tính dừng biến DLCPI Null Hypothesis: D(LCPI) has a unit root ại Exogenous: Constant g Đ Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.367627 0.0006 Test critical values: 1% level -3.493129 5% level -2.888932 10% level -2.581453 Tr ươ ̀n t-Statistic *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LCPI,2) 82 Method: Least Squares Date: 04/26/18 Time: 09:30 Sample (adjusted): 2009M03 2017M12 Included observations: 106 after adjustments Std Error t-Statistic Prob D(LCPI(-1)) -0.310081 0.070995 -4.367627 0.0000 C 0.001620 0.000595 2.724865 0.0075 ́H ́ Coefficient uê Variable 0.154995 Mean dependent var -1.26E-06 Adjusted R-squared 0.146870 S.D dependent var 0.005177 S.E of regression 0.004782 Akaike info criterion -7.829203 Sum squared resid 0.002378 Schwarz criterion -7.778949 Log likelihood 416.9477 Hannan-Quinn criter -7.808835 19.07617 h Durbin-Watson stat 1.954908 0.000030 Đ ại Prob(F-statistic) in ̣c K ho F-statistic tê R-squared Nguồn: Xử lý eview 8.1 ươ ̀n g Kết kiểm định tính dừng biến DLIPI Null Hypothesis: D(LIPI) has a unit root Tr Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.859693 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493747 5% level -2.889200 83 10% level -2.581596 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LIPI,2) Method: Least Squares ́ uê Date: 04/26/18 Time: 09:34 ́H Sample (adjusted): 2009M04 2017M12 Coefficient Std Error D(LIPI(-1)) -1.441759 0.146228 0.0000 D(LIPI(-1),2) 0.233011 in -9.859693 0.095697 2.434885 0.0166 C 0.009598 0.009606 0.999160 0.3201 ̣c K Prob Mean dependent var -0.000907 Adjusted R-squared 0.602348 S.D dependent var 0.155104 S.E of regression 0.097808 Akaike info criterion -1.783467 Sum squared resid 0.975772 Schwarz criterion -1.707640 Log likelihood 96.63201 Hannan-Quinn criter -1.752740 F-statistic 79.76761 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 ươ ̀n g ại 0.609995 Đ ho t-Statistic h Variable R-squared Tr tê Included observations: 105 after adjustments 2.070415 Nguồn: Xử lý eview 8.1 10 Kết kiểm định tính dừng biến DLREER Null Hypothesis: D(LREER) has a unit root Exogenous: Constant 84 Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.395104 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493129 5% level -2.888932 10% level -2.581453 ́H *MacKinnon (1996) one-sided p-values ́ Prob.* uê t-Statistic tê Augmented Dickey-Fuller Test Equation Method: Least Squares ̣c K Date: 04/26/18 Time: 09:36 in h Dependent Variable: D(LREER,2) ho Sample (adjusted): 2009M03 2017M12 Included observations: 106 after adjustments Coefficient Std Error t-Statistic Prob -0.807929 0.096238 -8.395104 0.0000 0.002130 0.000865 2.463997 0.0154 Đ ại Variable g D(LREER(-1)) Tr ươ ̀n C R-squared 0.403936 Mean dependent var -1.67E-06 Adjusted R-squared 0.398204 S.D dependent var 0.010968 S.E of regression 0.008509 Akaike info criterion -6.676784 Sum squared resid 0.007529 Schwarz criterion -6.626531 Log likelihood 355.8696 Hannan-Quinn criter -6.656416 F-statistic 70.47778 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 85 1.997803 Nguồn: Xử lý eview 8.1 11 Kết kiểm định tính dừng biến DLM2 Null Hypothesis: D(LM2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) -8.356758 Test critical values: 1% level -3.493129 5% level 0.0000 ́H Augmented Dickey-Fuller test statistic tê ́ Prob.* uê t-Statistic h -2.888932 -2.581453 in 10% level ̣c K *MacKinnon (1996) one-sided p-values ho Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LM2,2) ại Method: Least Squares Đ Date: 04/26/18 Time: 09:36 g Sample (adjusted): 2009M03 2017M12 Tr ươ ̀n Included observations: 106 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LM2(-1)) -0.803570 0.096158 -8.356758 0.0000 C 0.012391 0.002108 5.879363 0.0000 R-squared 0.401733 Mean dependent var -5.40E-05 Adjusted R-squared 0.395980 S.D dependent var 0.019755 S.E of regression 0.015354 Akaike info criterion 86 -5.496250 Sum squared resid 0.024516 Schwarz criterion -5.445996 Log likelihood 293.3012 Hannan-Quinn criter -5.475882 F-statistic 69.83540 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 1.942725 Nguồn: Xử lý eview 8.1 ́ uê 12 Kết kiểm định tính dừng biến DLINT ́H Null Hypothesis: D(LINT) has a unit root tê Exogenous: Constant h Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.056967 0.0000 Test critical values: 1% level -3.493747 5% level -2.889200 ại ho ̣c K in t-Statistic -2.581596 Đ 10% level g *MacKinnon (1996) one-sided p-values ươ ̀n Augmented Dickey-Fuller Test Equation Tr Dependent Variable: D(LINT,2) Method: Least Squares Date: 04/26/18 Time: 10:03 Sample (adjusted): 2009M04 2017M12 Included observations: 105 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LINT(-1)) -0.997785 0.141390 -7.056967 0.0000 87 D(LINT(-1),2) -0.034092 0.098646 -0.345597 0.7304 C -0.005586 0.003910 -1.428678 0.1562 Mean dependent var 9.62E-05 Adjusted R-squared 0.509584 S.D dependent var 0.055952 S.E of regression 0.039183 Akaike info criterion -3.612978 Sum squared resid 0.156604 Schwarz criterion -3.537150 Log likelihood 192.6813 Hannan-Quinn criter F-statistic 55.03241 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 ́ 0.519015 uê R-squared ́H -3.582251 h tê 1.978546 Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K in Nguồn: Xử lý eview 8.1 88 PHỤ LỤC 3: KẾT QUẢ LỰA CHỌN ĐỘ TRỄ CHO MÔ HÌNH VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LVNI LCPI LREER LINT LM2 LIPI Exogenous variables: C Date: 04/26/18 Time: 10:51 ́ uê Sample: 2009M01 2017M12 LogL LR FPE AIC HQ 643.4864 NA 1.17e-13 -12.74973 -12.59342 -12.68647 1465.251 1528.482 1.75e-20 -28.46502 -27.37085* -28.02219* 1507.570 73.63559 1.56e-20 -28.59141 -26.55938 -27.76901 1547.244 64.27118* 1.47e-20* -28.66488* -25.69499 -27.46291 1564.015 25.15673 2.25e-20 -28.28030 -24.37255 -26.69876 1599.880 49.49337 2.40e-20 -28.27760 -23.43198 -26.31649 1636.970 46.73292 2.58e-20 -28.29939 -22.51591 -25.95871 1680.196 49.27851 2.56e-20 -28.44393 -21.72259 -25.72368 1713.561 34.03213 3.27e-20 -28.39122 -20.73202 -25.29141 in ho Đ g ươ ̀n h tê Lag ̣c K SC ại ́H Included observations: 100 Tr * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 89 Nguồn: Xử lý eview 8.1 PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG TÍCH HỢP Date: 04/28/18 Time: 11:42 Sample (adjusted): 2009M05 2017M12 Included observations: 104 after adjustments ́ uê Trend assumption: Linear deterministic trend ́H Series: LVNI LCPI LREER LINT LM2 LIPI h tê Lags interval (in first differences): to 0.05 ̣c K Trace Eigenvalue Statistic Critical Value None * 0.396191 120.8588 95.75366 0.0003 At most 0.225789 68.39095 69.81889 0.0646 At most 0.174372 41.77628 47.85613 0.1651 At most 0.140207 21.84878 29.79707 0.3070 ươ ̀n g Đ ho No of CE(s) ại Hypothesized in Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Prob.** 0.056074 6.138206 15.49471 0.6792 At most 0.001313 0.136597 3.841466 0.7117 Tr At most Trace test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) 90 Max-Eigen 0.05 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.396191 52.46780 40.07757 0.0013 At most 0.225789 26.61468 33.87687 0.2845 At most 0.174372 19.92749 27.58434 0.3462 At most 0.140207 15.71058 21.13162 0.2422 At most 0.056074 6.001609 14.26460 0.6130 At most 0.001313 0.136597 3.841466 0.7117 tê ́H ́ No of CE(s) uê Hypothesized Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values in * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level h Max-eigenvalue test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level 91 Nguồn: Xử lý eview 8.1 PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC BIẾN TRONG DÀI HẠN Vectơr Error Correction Estimates Date: 04/28/18 Time: 14:35 Sample (adjusted): 2009M05 2017M12 Included observations: 104 after adjustments 1.000000 LCPI(-1) 0.070701 ́ ́H LVNI(-1) tê CointEq1 ho [ 0.08156] ̣c K (0.86686) in h Cointegrating Eq: uê Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] 3.444491 ại LREER(-1) Đ (1.54848) ươ ̀n g [ 2.22444] Tr LINT(-1) LM2(-1) 0.731956 (0.31479) [ 2.32524] -0.472119 (0.29750) [-1.58698] 92 LIPI(-1) -0.112270 (0.13181) -31.29934 Error Correction: D(LVNI) D(LCPI) D(LREER) CointEq1 -0.207076 -0.005067 -0.008261 (0.04632) (0.00364) (0.00732) [-4.47030] [-1.39195] [-1.12904] 0.028264 0.008225 (0.09741) (0.00766) ́ C uê [-0.85173] D(LM2) D(LIPI) 0.012044 -0.004609 (0.03075) (0.01221) (0.07957) [-3.77665] [ 0.98637] [-0.05793] -0.017427 -0.033653 0.018630 -0.145973 (0.01539) (0.06466) (0.02568) (0.16733) [-1.13256] [-0.52050] [ 0.72549] [-0.87236] ́H D(LINT) ho D(LVNI(-1)) ̣c K in h tê -0.116115 [ 1.07449] 0.053811 -0.022254 0.009930 -0.021219 0.063674 0.242179 (0.09562) (0.00751) (0.01510) (0.06346) (0.02521) (0.16425) [ 0.56278] [-2.96175] [ 0.65746] [-0.33435] [ 2.52622] [ 1.47449] -0.139944 -0.003482 -0.001177 -0.020434 -0.028815 0.180988 (0.09228) (0.00725) (0.01458) (0.06125) (0.02433) (0.15852) [-1.51644] [-0.48015] [-0.08076] [-0.33361] [-1.18450] [ 1.14172] -0.150524 0.690615 0.073953 1.527931 -0.199363 0.549379 (1.43951) (0.11312) (0.22738) (0.95544) (0.37946) (2.47272) Tr ươ ̀n g D(LVNI(-2)) Đ ại [ 0.29014] D(LVNI(-3)) D(LCPI(-1)) 93 [ 1.59920] [-0.52538] [ 0.22218] 0.829789 -0.062908 0.163583 -0.211423 0.318361 -3.529947 (1.62226) (0.12748) (0.25625) (1.07673) (0.42764) (2.78664) [ 0.51150] [-0.49346] [ 0.63838] [-0.19636] [ 0.74446] [-1.26674] 1.138968 0.063975 0.105558 0.787108 0.098466 ́ 2.006307 (1.33013) (0.10453) (0.21010) (0.88284) (0.35063) (2.28484) [ 0.85628] [ 0.61204] [ 0.50241] [ 0.89156] [ 0.28082] [ 0.87810] -0.183709 0.070076 0.155543 0.831768 0.118992 1.751353 (0.75111) (0.05903) (0.49853) (0.19800) (1.29023) [-0.24458] [ 1.18722] [ 1.31101] [ 1.66843] [ 0.60097] [ 1.35740] -0.050199 0.025379 -0.451260 -0.599190 (0.05744) (0.11546) (0.48515) (0.19269) (1.25560) [ 1.11929] [ 3.06059] [-0.43477] [ 0.05231] [-2.34195] [-0.47721] -1.195737 -0.088743 -0.066878 0.238863 -0.129116 1.990492 (0.77036) (0.06054) (0.12168) (0.51131) (0.20307) (1.32329) [-1.55218] [-1.46591] [-0.54961] [ 0.46716] [-0.63581] [ 1.50420] -0.168889 0.003139 -0.002193 -0.134834 0.008657 -0.117891 (0.15197) (0.01194) (0.02401) (0.10087) (0.04006) (0.26105) [-1.11131] [ 0.26282] [-0.09134] [-1.33673] [ 0.21610] [-0.45160] D(LREER(-2)) 0.818151 0.175804 ươ ̀n g Đ (0.73096) (0.11864) ̣c K ho D(LREER(-1)) h tê ́H uê [ 0.32524] in D(LCPI(-3)) [ 6.10507] ại D(LCPI(-2)) [-0.10457] Tr D(LREER(-3)) D(LINT(-1)) 94 -0.040754 -0.018125 -0.323640 (0.15106) (0.01187) (0.02386) (0.10026) (0.03982) (0.25948) [ 0.61800] [ 1.52683] [ 2.32628] [-0.40649] [-0.45517] [-1.24728] 0.218595 -0.007737 -0.010668 -0.188738 -0.015153 -0.346890 (0.15251) (0.01198) (0.02409) (0.10122) (0.04020) (0.26197) [ 1.43334] [-0.64560] [-0.44286] [-1.86458] [-0.37693] ́ [-1.32416] 0.650559 0.030241 0.000530 0.205804 -0.647199 (0.39279) (0.03087) (0.06204) (0.26070) (0.10354) (0.67471) [ 1.65626] [ 0.97972] [ 0.00854] [-1.97384] [ 1.98764] [-0.95922] -0.647614 -0.005433 0.008855 -0.097222 -0.118789 -1.794177 (0.39743) (0.03123) (0.06278) (0.26378) (0.10476) (0.68268) [-1.62952] [-0.17395] [ 0.14105] [-0.36857] [-1.13386] [-2.62813] ́H uê 0.055506 -0.514585 -0.156221 0.006242 -0.006712 0.173060 0.092875 0.425160 (0.41328) (0.03248) (0.06528) (0.27431) (0.10894) (0.70992) [-0.37800] [ 0.19218] [-0.10281] [ 0.63090] [ 0.85250] [ 0.59889] -0.042272 -0.000372 -0.005257 0.045581 0.033826 -0.222349 (0.06601) (0.00519) (0.01043) (0.04382) (0.01740) (0.11340) [-0.64034] [-0.07169] [-0.50413] [ 1.04030] [ 1.94381] [-1.96082] -0.036944 0.003148 8.09E-05 -0.004432 0.004871 -0.241347 (0.06419) (0.00504) (0.01014) (0.04260) (0.01692) (0.11026) Tr ươ ̀n g D(LM2(-3)) Đ ại ho D(LM2(-2)) ̣c K in D(LM2(-1)) 0.018124 tê D(LINT(-3)) 0.093352 h D(LINT(-2)) D(LIPI(-1)) D(LIPI(-2)) 95 [ 0.62418] [ 0.00798] [-0.10404] [ 0.28791] [-2.18891] 0.014718 -0.001692 -0.001916 0.007705 0.011322 -0.053687 (0.05907) (0.00464) (0.00933) (0.03920) (0.01557) (0.10146) [ 0.24918] [-0.36458] [-0.20533] [ 0.19652] [ 0.72715] [-0.52914] 0.006369 0.001053 0.001139 -0.014362 0.011285 ́ 0.030444 (0.01335) (0.00105) (0.00211) (0.00886) (0.00352) (0.02292) [ 0.47719] [ 1.00383] [ 0.54021] [-1.62140] [ 3.20762] [ 1.32798] R-squared 0.351256 0.641480 0.177445 0.279328 0.253596 0.287644 Adj R-squared 0.204517 0.560387 -0.008609 0.084766 0.126516 Sum sq resids 0.256721 0.001585 in 0.116319 0.006405 0.017839 0.757500 S.E equation 0.055283 ̣c K 0.113093 0.004344 0.008732 0.036693 0.014573 0.094962 F-statistic 2.393738 7.910357 0.953727 1.713573 1.502082 1.785186 Log likelihood 164.6465 429.1803 356.5715 207.2749 303.3094 108.3808 Akaike AIC -2.781663 -7.868852 ại -6.472529 -3.601439 -5.448258 -1.699630 -2.273127 -7.360315 -5.963992 -3.092903 -4.939721 -1.191094 Đ g Schwarz SC ́H tê ho C h D(LIPI(-3)) uê [-0.57557] 0.010422 0.005372 0.002709 -0.005550 0.015163 0.006413 S.D dependent 0.061983 0.006552 0.008695 0.039033 0.015233 0.101607 Tr ươ ̀n Mean dependent Determinant resid covariance (dof adj.) 7.63E-21 Determinant resid covariance 2.12E-21 Log likelihood 1590.002 Akaike information criterion -28.15389 Schwarz criterion -24.95011 Nguồn: Xử lý eview 8.1 96 PHỤ LỤC 6: KẾT QUẢ ƯỚC LƯỢNG MỐI QUAN HỆ GIỮA CÁC BIẾN TRONG NGẮN HẠN Dependent Variable: D(LVNI) Method: Least Squares Date: 05/01/18 Time: 15:41 ́ uê Sample (adjusted): 2009M05 2017M12 ́H Included observations: 104 after adjustments tê D(LVNI)=C(1)*(LVNI(-1)+0.070701*LCPI(-1)+3.444491*LREER(-1) +0.731956*LINT(-1)-0.472119*LM2(-1)-0.112270*LIPI(-1)-31.29934) in h +C(2)*D(LVNI(-1))+C(3)*D(LVNI(-2))+C(4)*D(LVNI(-3))+C(5)*D(LCPI( ̣c K -1))+C(6)*D(LCPI(-2))+C(7)*D(LCPI(-3))+C(8)*D(LREER(-1))+C(9) *D(LREER(-2))+C(10)*D(LREER(-3))+C(11)*D(LINT(-1))+C(12) ho *D(LINT(-2))+C(13)*D(LINT(-3))+C(14)*D(LM2(-1))+C(15)*D(LM2(-2)) +C(16)*D(LM2(-3))+C(17)*D(LIPI(-1))+C(18)*D(LIPI(-2))+C(19)*D(LIPI( Đ ại -3))+C(20) Std Error t-Statistic Prob C(1) -0.207076 0.046323 -4.470304 0.0000 C(2) 0.028264 0.097413 0.290142 0.7724 C(3) 0.053811 0.095617 0.562778 0.5751 C(4) -0.139944 0.092285 -1.516436 0.1332 C(5) -0.150524 1.439508 -0.104566 0.9170 C(6) 0.829789 1.622261 0.511501 0.6103 C(7) 1.138967 1.330133 0.856281 0.3943 C(8) -0.183709 0.751114 -0.244582 0.8074 Tr ươ ̀n g Coefficient 97 0.818151 0.730958 1.119286 0.2662 C(10) -1.195737 0.770360 -1.552179 0.1244 C(11) -0.168889 0.151973 -1.111309 0.2696 C(12) 0.093352 0.151056 0.617997 0.5382 C(13) 0.218595 0.152507 1.433339 0.1555 C(14) 0.650559 0.392788 1.656261 0.1014 C(15) -0.647614 0.397427 -1.629516 C(16) -0.156221 0.413283 uê 0.1069 -0.377999 0.7064 C(17) -0.042272 0.066014 -0.640344 0.5237 C(18) -0.036944 0.064188 -0.575566 0.5664 C(19) 0.014718 h 0.249181 0.8038 C(20) 0.006368 0.013346 0.477181 0.6345 Adjusted R-squared Đ ươ ̀n F-statistic g Sum squared resid ́H tê in 0.010422 0.204517 S.D dependent var 0.061983 0.055283 Akaike info criterion -2.781663 0.256721 Schwarz criterion -2.273127 164.6465 Hannan-Quinn criter -2.575640 2.393738 Durbin-Watson stat 1.999416 0.003451 Tr Prob(F-statistic) Mean dependent var ại S.E of regression Log likelihood 0.059067 ̣c K 0.351256 ho R-squared ́ C(9) Nguồn: Xử lý eview 8.1 98 PHỤ LỤC 7: KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP CỦA MÔ HÌNH 7.1 Kiểm định tính dừng phần dư Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=12) Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.06638 Test critical values: ́H ́ Prob.* uê t-Statistic -3.495021 tê 1% level -2.889753 h 5% level -2.581890 ho ̣c K in 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values 0.0000 ại Augmented Dickey-Fuller Test Equation Đ Dependent Variable: D(RESID01) g Method: Least Squares ươ ̀n Date: 05/01/18 Time: 22:01 Sample (adjusted): 2009M06 2017M12 Tr Included observations: 103 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob RESID01(-1) -1.009139 0.100248 -10.06638 0.0000 C -0.000218 0.004963 -0.044002 0.9650 R-squared 0.500821 Mean dependent var 99 0.000421 Adjusted R-squared 0.495878 S.D dependent var 0.070937 S.E of regression 0.050367 Akaike info criterion -3.119752 Sum squared resid 0.256216 Schwarz criterion -3.068592 Log likelihood 162.6672 Hannan-Quinn criter -3.099031 F-statistic 101.3320 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 ́ uê 1.985478 ́H Nguồn: Xử lý eview 8.1 tê 7.2 Kiểm định tự tương quan phần dư Obs*R-squared 3.026893 Test Equation: Method: Least Squares 0.4923 Prob Chi-Square(3) 0.3875 ho Dependent Variable: RESID Prob F(3,81) in 0.809385 ̣c K F-statistic h Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: ại Date: 05/01/18 Time: 22:15 Đ Sample: 2009M05 2017M12 Included observations: 104 ươ ̀n g Presample missing value lagged residuals set to zero Tr Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C(1) 0.037054 0.087351 0.424198 0.6725 C(2) 0.043529 0.293537 0.148293 0.8825 C(3) 0.192939 0.215273 0.896253 0.3728 C(4) -0.124968 0.139388 -0.896549 0.3726 C(5) 0.040613 1.457878 0.027857 0.9778 C(6) -0.253138 1.641266 -0.154233 0.8778 C(7) -0.088039 1.380745 -0.063762 0.9493 C(8) -0.237853 0.830337 -0.286453 0.7753 C(9) -0.161995 0.791086 -0.204776 0.8383 100 0.834153 0.213373 0.8316 C(11) -0.017615 0.168501 -0.104537 0.9170 C(12) 0.041969 0.178440 0.235198 0.8146 C(13) 0.046329 0.158736 0.291862 0.7711 C(14) -0.116526 0.405452 -0.287399 0.7745 C(15) -0.006538 0.469775 -0.013916 0.9889 C(16) -0.036180 0.517449 -0.069921 0.9444 C(17) 0.006235 0.068734 0.090708 0.9279 C(18) -0.001489 0.068218 -0.021825 0.9826 C(19) 0.000404 0.060756 0.006645 0.9947 C(20) 0.003461 0.013699 0.252630 RESID(-1) -0.085543 0.375349 ́H 0.8012 -0.227903 0.8203 RESID(-2) -0.261728 0.289357 -0.904516 0.3684 RESID(-3) 0.233150 0.208493 1.118264 0.2668 0.029105 in -9.21E-17 S.D dependent var 0.049924 tê h Mean dependent var ̣c K R-squared Adjusted R-squared -0.234595 ́ 0.177986 uê C(10) 0.055472 Akaike info criterion -2.753508 Sum squared resid 0.249249 Schwarz criterion -2.168691 166.1824 Hannan-Quinn criter -2.516581 0.110371 Durbin-Watson stat F-statistic 1.950121 1.000000 Đ Prob(F-statistic) ại Log likelihood ho S.E of regression ươ ̀n g Nguồn: Xử lý eview 8.1 7.3 Kiểm định phương sai sai số thay đổi Tr Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic 0.610854 Prob F(3,97) 0.6096 Obs*R-squared 1.872750 Prob Chi-Square(3) 0.5992 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/01/18 Time: 22:28 Sample (adjusted): 2009M08 2017M12 Included observations: 101 after adjustments 101 Std Error t-Statistic Prob C 0.002291 0.000555 4.125976 0.0001 RESID^2(-1) 0.106205 0.101315 1.048262 0.2971 RESID^2(-2) 0.055125 0.101772 0.541654 0.5893 RESID^2(-3) -0.068922 0.101401 -0.679697 0.4983 0.018542 Mean dependent var 0.002521 -0.011812 S.D dependent var 0.003909 R-squared Adjusted R-squared ́ Coefficient uê Variable 0.003932 Akaike info criterion Sum squared resid 0.001500 Schwarz criterion -8.096922 Log likelihood 418.1248 Hannan-Quinn criter -8.158564 F-statistic 0.610854 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.609560 -8.200491 1.985939 Tr ươ ̀n g Đ ại ho ̣c K in h tê ́H S.E of regression 102 Nguồn: Xử lý eview 8.1 PHỤ LỤC 8: PHÂN TÍCH THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN CPI INT REER M2 IPI Mean 130.5006301 0.088278056 20566.77407 4246949.995 159.0227929 Standard Error 2.076841767 0.002091437 156.2274221 187283.6305 3.454644021 Median 136.9684003 0.08933 20940.5 Mode 145.2637278 0.098 20828 3977283 156.163189 ́ #N/A Standard uê #N/A 21.58317276 0.021734852 1623.562996 1946308.581 Sample Variance 465.8333465 0.000472404 2635956.801 3.78812E+12 1288.933053 0.951856936 1.316118772 0.13706408 in Kurtosis - h - tê ́H Deviation - ̣c K - 35.9017138 - 1.061948513 1.691230261 - Skewness 0.666443738 0.039440794 1.111242511 Range 67.62697029 Minimum 90.35719948 0.05053 16938 Maximum 157.9841698 0.12377 22464.85 8161007.5 267.1622081 14094.06805 9.53403 2221211.6 458670599.5 17174.46163 108 108 108 ho ại Đ ươ ̀n Count g Sum 0.07324 5526.85 0.396696535 1.201613574 6599541.5 178.1622081 1561466 108 89 108 Tr Nguồn: Xử lý Excel 2013 103