Tác động của các chỉ số kinh tế vĩ mô đến vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (fpi) thông qua thị trường chứng khoán tại việt nam giai đoạn 2007 2017

i LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan luận văn “TÁC ĐỘNG CỦA CÁC CHỈ SỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN DỊNG VỐN ĐẦU TƯ GIÁN TIẾP NƯỚC NGỒI (FPI) THƠNG QUA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN TẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN TỪ 2007 – 2017” nghiên cứu tơi Ngoại trừ tài liệu tham khảo trích dẫn luận văn này, tơi cam đoan toàn phần hay phần nhỏ luận văn chưa công bố sử dụng để nhận cấp nơi khác Khơng có sản phẩm/nghiên cứu người khác sử dụng luận văn mà khơng trích dẫn theo quy định Luận văn chưa nộp để nhận cấp trường đại học sở đào tạo khác TP Hồ Chí Minh, Ngày 27 tháng 07 năm 2018 Trương Mạnh Tiến ii LỜI CÁM ƠN Lần đầu tiên, xin gửi lời cảm ơn đến lãnh đạo Trung Tâm Dịch Vụ Kho Quỹ Phía Nam chấp thận tạo điều kiện cho tơi tham gia chương trình thạc sỹ kinh tế trường Đại học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh Xin cảm ơn Thầy,Cơ khoa sau đại học trường Đại Học Mở Thành Phố Hồ Chí Minh giảng viên thỉnh giảng, người truyền đạt, trang bị cho kiến thức quý báu suốt thời gian theo học trường Và đặc biệt xin chân thành cảm ơn TS Phạm Đình Long người hướng dẫn khoa học luận văn Thầy dành nhiều thời gian, nhiệt tình hướng dẫn, định hướng, góp ý để tơi hồn thành tốt luận văn Và cuối cùng, xin chân thành cảm ơn tất người thân, bạn bè đồng nghiệp tận tình hỗ trợ, góp ý, động viên tơi suốt thời gian học tập nghiên cứu Một lần xin gửi lời cảm ơn chân thành đến toàn thể quý Thầy, Cơ, đồng nghiệp, bạn bè gia đình TRƯƠNG MẠNH TIẾN iii TÓM TẮT Nghiên cứu thực để đánh giá tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi FPI thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ năm 2007 - 2017 Với mẫu nghiên cứu bao gồm 44 biến quan sát liệu theo quý từ quý năm 2007 đến quý năm 2017 Luận văn dựa sở liệu chuỗi thời gian nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định DF bổ sung ADF (Augmented Dickey-Fuller test ) để kiểm định tính dừng biến Sử dụng phương pháp hồi quy OLS theo chuỗi bị gãy (OLS with Structural Break Model) Dùng phương pháp hồi quy Newey West để xử lý tượng phương sai sai số thay đổi tính tự tương quan mơ hình Kết nghiên cứu có số vĩ mô tác động đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ 2007-2017 yếu tố cung tiền M2, lãi suất biến tỷ giá Các yếu tố khơng có ý nghĩa thống kê tổng thu nhập quốc dân (GDP) lạm phát (CPI) Qua kết nghiên cứu đề xuất số kiến nghị giải pháp để thu hút nguồn FPI thông qua thị trường chứng khoán thời gian tới ổn định kinh tế vĩ mô tạo tâm lý niềm tin cho nhà đầu tư , hoàn thiện yếu tố kỹ thuật sàn giao dịch chứng khốn, Chính phủ cần thực sách tài thận trọng linh hoạt bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mô, thiết lập kênh thông tin theo dõi thống kê thường xuyên tình hình đầu tư nước ngồi vào TTCK để có sách phù hợp Bên cạnh phủ cần hồn thiện mơi trường pháp lý cho thị trường chứng khốn, đẩy mạnh cổ phần hóa DNNN tạo hấp dẫn cho nhà đầu tư nước Tuy nhiên, nghiên cứu mở rộng nghiên cứu sau tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn FPI thời gian tới rủi ro trị, mạnh điểm yếu TTCK Việt Nam so với nước khu vực đề phủ điều chỉnh nâng cao hấp dẫn TTCK Việt Nam nhà đầu tư nước iv MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN…………………………………………………………………… i LỜI CÁM ƠN…………………………………………………………………………ii TĨM TẮT…………………………………………………………………………….iii MỤC LỤC…………………………………………………………………………….iv DANH MỤC HÌNH VÀ ĐỒ THỊ……………………………………………………vi DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT……………………………………………………… vii CHƯƠNG : GIỚI THIỆU 1.1 Cơ sở hình thành luận văn 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu 1.5 Phương pháp nghiên cứu 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu 1.7 Kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: CƠ SỞ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 2.1 Vốn đầu tư gián tiếp quốc tế FPI 2.1.1 Khái niệm 2.1.2 Đặc trưng dòng vốn FPI 2.1.3 Tác động dòng vốn FPI đến kinh tế 2.1.4 Các nhân tố ảnh hưởng đến dòng vốn FPI 2.2 Các nghiên cứu trước 2.3 Cơ sở lý thuyết 11 2.4 Khái niệm quỹ đầu tư 14 2.4.1 Khái niệm 14 2.4.2 Phân loại 15 2.4.3 Tổ chức quy trình hoạt động 22 2.5 Quy chế đầu tư gián tiếp nước Việt Nam 23 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 26 3.1 Quy trình nghiên cứu 26 3.2 Phương pháp nghiên cứu 26 3.3.1 Mơ hình nghiên cứu 28 v 3.3.2 Dữ liệu nghiên cứu 28 3.3 Mơ hình hồi quy 32 CHƯƠNG : PHÂN TÍCH KẾT QUẢ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC CHỈ SỐ KINH TẾ VĨ MƠ ĐẾN DỊNG VỐN FPI 35 4.1 Thực trạng nguồn vốn FPI thông qua hoạt động giao dịch chứng khoán Việt Nam 35 4.2 Thống kê mô tả 39 4.3 Kiểm định tính dừng 41 4.4 Phân tích ma trận tự tương quan 46 4.5 Kiểm định Break 47 4.5.1 Kiểm định Break tổng thể 47 4.5.2 Kiểm định Break biến 48 4.6 Kiểm định phương sai sai số thay đổi kiểm định tự tương quan 48 4.7 Phân tích kết hồi quy OLS sau kiểm định Break 49 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 53 5.1 Kết luận 53 5.2 Những hạn chế luận văn hướng nghiên cứu tiếp theo………………….54 PHỤ LỤC 55 TÀI LIỆU THAM KHẢO 62 vi DANH MỤC HÌNH VÀ ĐỒ THỊ Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu trước 10 Bảng 2.2: Phân loại Quỹ Đầu Tư theo phương thức huy động vốn 15 Bảng 2.3: Quy trình hoạt động Quỹ Mở 16 Bảng 2.4: So sánh Quỹ Mở Quỹ Đóng 17 Bảng 2.5: Phân loại Quỹ Đầu Tư theo đối tượng đầu tư 19 Bảng 3.1: Mô tả biến 30 Bảng 3.2: Kết nghiên cứu trước 31 Bảng 4.1: Số lượng Quỹ Đầu Tư TTCK 35 Bảng 4.2: Số lượng tài khoản nhà đầu tư 36 Bảng 4.3: Vốn hóa TTCK 37 Bảng 4.4: Thống kê mô tả 38 Bảng 4.5: Thống kê theo quý 39 Bảng 4.6: Đồ thị theo quý biến 39 Bảng 4.7: Đồ Thị Chuỗi Thời Gian 40 Bảng 4.8: Tổng Hợp Tính Dừng Các Biến Trước Khi Lấy Sai Phân 44 Bảng 4.9: Tổng Hợp Tính Dừng Các Biến Sau Khi Lấy Sai Phân 45 Bảng 4.10: Ma Trận Tự Tương Quan Giữa Các Biến 46 Bảng 4.11: Tổng Hợp Kiểm Định Tính Phá Vỡ Cấu Trúc Của Từng Biến 47 Bảng 4.12: Kết kiểm định PSSSTĐ tự tương quan 47 Bảng 4.13: Kết hồi quy mơ hình hồi quy OLS sau kiểm định xử lý Break sử dụng mơ hình Newwey West để khắc phục tượng tự tương quan PSSSTĐ 48 vii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT NĐTNN : Nhà đầu tư nước ngồi CTCK : Cơng ty chứng khoán FPI (Foreign Portfolio Investment): Vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi thơng qua thị trường chứng khốn TTCK : Thị trường chứng khoán DNNN : Doanh nghiệp nhà nước SGDCK : Sở giao dịch chứng khoán CPI (Consumer Price Index) : Chỉ số giá tiêu dùng GDP (Gross Domestic Product) : Tổng sản phẩm quốc nội LS : Lãi suất tiết kiệm TG : Tỷ giá USD/VND NHNN : Ngân hàng nhà nước PSSSTĐ: Phương sai sai số thay đổi Trang CHƯƠNG I : GIỚI THIỆU 1.1 Cơ sở hình thành luận văn Hiện nay, giới diễn mạnh mẽ xu hướng đầu tư xun biên giới tồn cầu hóa thương mại ,hội nhập tài quốc tế nguồn vốn đầu tư nước ngồi ngày giữ vai trị quan trọng quốc gia phát triển phát triển Nguồn vốn bao gồm nguồn vốn đầu tư trực tiếp (FDI - Foreign direct investment) đầu tư gián tiếp (FPI - Foreign portfolio investment) Trong nguồn vốn đầu tư gián tiếp (FPI) đóng vai trị quan trọng thị trường tài giúp kích thích phát triển thị trường cách nâng cao hiệu hoạt động, mở rộng qui mơ tăng tính minh bạch thị trường Nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi dịng vốn mà quỹ đầu tư nước đầu tư thị trường cổ phiếu trái phiếu thơng qua định chế tài trung gian quỹ đầu tư nhằm mục đích tìm kiếm lợi nhuận Tại Việt Nam, nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước (FPI) kênh huy động vốn hiệu cho kinh tế thơng qua thị trường chứng khốn góp phần thúc đẩy kinh tế nước phát triển nhanh mà không phụ thuộc vào nguồn vốn nước Doanh nghiệp nước có nhiều hội tiếp cận nguồn vốn nước làm tăng nguồn vốn mở rộng sản xuất, kinh doanh làm giảm áp lực vốn vay Bên cạnh thị trường chứng khốn Việt Nam thu hút quan tâm quỹ đầu tư quốc tế tỷ suất sinh lời hấp dẫn từ thị trường với tăng trưởng mạnh qui mơ Hiện tổng giá trị vốn hố thị trường cổ phiếu đạt 66,3 tỷ USD tương đương xấp xỉ 37,5% GDP Trong đó, tổng giá trị thị trường danh mục nắm giữ nhà đầu tư nước 25,6 tỷ USD tăng 25% so với cuối năm 2016, tỷ lệ sở hữu nước thị trường cổ phiếu đạt 19,2 % thị trường trái phiếu đạt 6,5% toàn thị trường Tuy nhiên, Việt Nam cịn gặp nhiều khó khăn việc quản lý hiệu nguồn vốn Chính vậy, thúc đẩy thu hút đầu tư gián tiếp quốc tế ổn định góp phần tạo động lực phát triển thị trường vốn vấn đề quan hoạch định sách, nhà đầu tư, doanh nghiệp quan tâm Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang Vấn đề quản lý, giám sát thận trọng dòng luân chuyển vốn quốc tế, dịng vốn gián tiếp nước ngồi (FPI), ln nhiệm vụ hàng đầu sách tài chính, kênh bổ sung nguồn vốn quan trọng cho phát triển kinh tế, góp phần thúc đẩy phát triển thị trường tài Việt Nam Tuy nhiên, dịng vốn lại tiềm ẩn nhiều rủi ro, dễ gây tổn thương lan truyền có cú sốc từ bên bên ngồi tác động đến Tính đến nay, nghiên cứu giới chứng minh có nhiều nhân tố tác động đến dịng vốn FPI , biến kinh tế vĩ mơ nhân tố giúp dự báo xu hướng phát triển kinh tế xác định dòng chảy nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi Vì thực luận văn để nghiên cứu biến số kinh tế vĩ mơ có tác động đến dịch chuyển nguồn vốn FPI qua thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Luận văn hướng tới mục tiêu cụ thể sau: + Xác định tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi (FPI) thơng qua thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ 2007 đến 2017 + Đề xuất giải pháp, sách cho Việt Nam trình quản lý thực sách vĩ mơ phù hợp nhằm nâng cao hiệu thu hút giám sát dòng chảy dòng vốn FPI Việt Nam thời gian tới 1.3 Câu hỏi nghiên cứu Để đạt mục tiêu nghiên cứu trên, luận văn tập trung tìm lời giải đáp cho câu hỏi sau đây: + Mức độ ảnh hưởng số kinh tế vĩ mô bao gồm tốc độ tăng trưởng kinh tế, lạm phát, lãi suất tiết kiệm, tỷ giá song phương, cung tiền M2 đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước (FPI) thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ năm 2007 đến năm 2017 ? + Giải pháp để Việt Nam thu hút quản lý dòng chảy nguồn vốn FPI thời gian tới nào? Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 1.4 Phạm vi đối tượng nghiên cứu Nghiên cứu tác động biến kinh tế vĩ mô lạm phát, cung tiền, lãi suất tiết kiệm, tỷ giá hối đoái đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi FPI thơng qua thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ năm 2007 đến 2017 1.5 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng với liệu chuỗi thời gian theo quý (từ quý năm 2007 đến quý năm 2017) nên ta có tất 44 biến quan sát cho biến nghiên cứu Trên sở liệu chuỗi thời gian nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định DF bổ sung ADF (Augmented Dickey-Fuller test ) để kiểm định tính dừng biến Sử dụng phương pháp hồi quy OLS theo chuỗi bị gãy (OLS with Structural Break Model) Dùng phương pháp hồi quy Newey West để xử lý tượng phương sai sai số thay đổi tính tự tương quan 1.6 Ý nghĩa nghiên cứu Trong năm qua Việt Nam phủ có sách kinh tế tích cực để thu hút nguồn vốn đầu tư nước ngoài, việc thu hút nguồn vốn đầu tư gián tiếp FPI cịn quan tâm nhằm phát triển thị trường tài cịn non nước Nghiên cứu cho thấy FPI có mối quan hệ tương quan với hai biến số lạm phát GDP Điều cho thấy FPI có liên hệ mật thiết với sách tiền tệ Một thay đổi sách tiền tệ làm gia tăng lạm phát kéo theo dịch chuyển dòng vốn FPI khỏi lãnh thổ Việt Nam Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 49 Theo bảng ta có nhận xét có biến có ý nghĩa thống kê đến biến FPI biến khơng có ý nghĩa thống kê với biến FPI Với mức ý nghĩa 10%, biến có ý nghĩa thống kê biến cung tiền, lãi suất biến tỷ giá Các biến khơng có ý nghĩa thống kê biến GDP CPI ➔ Biến cung tiền ngắn hạn có tác động âm với biến FPI, dài hạn lại tác động dương đến nguồn vốn FPI ➔ Biến Lãi suất tiết kiệm tác động dương đến nguồn vốn FPI ➔ Biến Tỷ giá tác động ngược chiều đến nguồn vốn FPI • Tác động biến số lncungtien Lncungtien lấy sai phân độ trễ sai phân, xuất cấu trúc bị gãy biến số quý thứ 10 nên biến ∆.lncungtien hồi quy tương tác với biến giả Q10_Dum (i) Phương trình hồi quy ∆.lncungtien tác động tới biến phụ thuộc sau: ∆ lnFPI = β1 ∗ Q10Dum + β2(Q10Dum ∗ ∆ lncungtien) + β3 ∗ ∆ lncungtien + cons = 0.127 ∗ Q10_Dum − 0.28(Q10_Dum ∗ ∆ lncungtien) + 1.25 ∗ ∆ lncungtien + cons Do hệ số β2 = -0.28 ý nghĩa thống kê (p_value = 0.342 > 0.1) nên phương trình viết lại sau: ∆ lnFPI = 0.127 ∗ Q10_Dum + 1.25 ∗ ∆ lncungtien + cons Có thể kết luận từ quý 10 trở đi, đường hồi quy (tính riêng phần tác động ∆.lncungtien tới ∆.lnFPI) thay đổi hệ số chặn mà hệ số góc khơng thay đổi Như khơng có chứng rõ ràng việc cấu trúc bị gãy thực nghiệm hồi quy Khi đó, sai phân cung tiền thay đổi 1% sai phân FPI tăng 1.25% (ii) Phương trình hồi quy độ trễ ∆.lncungtien tác động tới biến phụ thuộc sau: Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 50 ∆ lnFPI = β1 ∗ Q10Dum + β2(Q10Dum ∗ L ∆ lncungtien) + β3 ∗ L ∆ lncungtien + cons ∆ lnFPI = 0.127 ∗ Q10Dum − 1.11(Q10Dum ∗ L ∆ lncungtien) + 0.945 ∗ L ∆ lncungtien + cons Do ba hệ số β1, β2, β3 có ý nghĩa thống kê nên phương trình khơng thay đổi Khi đó, trước q 10 (Q10_Dum = 0) phương trình hồi quy sau: ∆ lnFPI = 0.945 ∗ L ∆ lncungtien + cons Sau quý 10 (Q10_Dum = 1) phương trình hồi quy sau: ∆ lnFPI = 0.127 ∗ (1) + −1.11(1 ∗ L ∆ lncungtien) + 0.945 ∗ L ∆ lncungtien + cons = (0.127 + cons) – 0.165 ∗ L ∆ lncungtien Như vậy, biến số lncungtien tác động tới lnFPI theo sai phân theo độ trễ bậc đồng thời cấu trúc tác động bị thay đổi theo thời gian Cụ thể, trước quý thứ 10 tác động theo độ trễ có hệ số β cao so với sau quý 10 (0.945 so với – 0.165) Cụ thể hơn, sau quý 10 thay đổi cung tiền dẫn tới thay đổi FPI sau quý theo hướng ngược chiều • Biến số Q9_Dum Theo kết kiểm định biến ∆.LnFPI bị nghi ngờ gãy cấu trúc quý thứ Tuy nhiên kết hồi quy cho thấy thực tế ∆.LnFPI không bị gãy quý thứ hệ số β = -0.0727 khơng có ý nghĩa thống kê Biến số Lntygia: với sai phân biến Lntygia có hệ số β = 1,02 P= 0,158 khơng có ý nghĩa thống kê, với độ trễ có P= 0,090 hệ số β = -0,76 có ý nghĩa biến Lntygia có tác động đến biến LnFPI với độ trễ sau tháng Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 51 ngược chiều với dịng vốn FPI Tức tỷ giá tăng 0,76% nguồn vốn FPI giảm % với mức ý nghĩa 10% Biến số GDP: với sai phân biến LnGDP có hệ số β = 0,015 P= 0,410 khơng có ý nghĩa thống kê, với độ trễ có P= 0,704 hệ số β = -,0006 khơng có ý nghĩa thống kê Như tác động biến GDP không ảnh hưởng đến biến FPI Biến số LS: với sai phân biến LnLS có hệ số β = 0,019 có P= 0,007 có ý nghĩa thống kê với mức 1%, với độ trễ có P= 0,797 khơng có ý nghĩa thống kê Như tác động biến LS tác động trực tiếp tới biến FPI chiều , tức lãi suất tiết kiệm tăng 0,02% nguồn vốn FPI tăng 1% Biến số CPI: với sai phân biến LnCPI có hệ số P= 0,745 khơng có ý nghĩa thống kê, với độ trễ có P= 0,781 khơng có ý nghĩa thống kê Như tác động biến CPI không ảnh hưởng đến biến FPI, tức lạm phát không ảnh hưởng đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi FPI thơng qua thị trường chứng khoán Việt Nam Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 52 CHƯƠNG V: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ Luận văn tiến hành để kiểm tra ảnh hưởng tác động số kinh tế vĩ mô bao gồm yếu tố GDP, lạm phát, tỷ giá, lải suất tiết kiệm, cung tiền đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước FPI thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ 2007-2017 Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy liệu chuỗi thời gian Dựa vào kết đưa số khuyến nghị liên quan, đồng thời thể hạn chế trình thực luận văn đề xuất hướng nghiên cứu 5.1 Kết luận Để giải đáp giải mục tiêu nghiên cứu đề ra, tiến hành phân tích, kiểm tra, đánh giá tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi (FPI) thơng qua thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn từ 2007-2017.Với phương pháp ước lượng hồi quy OLS cho liệu chuỗi thời gian kiểm định tính phù hợp mơ hình Từ kết có số vĩ mơ tác động đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ 2007-2017 yếu tố cung tiền M2, lãi suất biến tỷ giá Các yếu tố ý nghĩa thống kê tổng thu nhập quốc dân (GDP) lạm phát (CPI) Qua kết nghiên cứu xin đề xuất số kiến nghị giải pháp để thu hút nguồn FPI thông qua thị trường chứng khoán thời gian tới sau: Thứ ổn định kinh tế vĩ mô tạo tâm lý niềm tin cho nhà đầu tư Phát triển dòng vốn FPI khơng thể khơng nhắc đến sách điều tiết kinh tế vĩ mô nhằm củng cố niềm tin nhà đầu tư ngồi nước Điều địi hỏi phủ cần theo đuổi sách dài hạn với chiến lược mục tiêu cụ thể thời kỳ Thứ hai hoàn thiện yếu tố kỹ thuật sàn giao dịch chứng khốn Đây khuyến nghị nằm ngồi kết kiểm định luận văn nghiên cứu biến số kinh tế vĩ mô với mối quan hệ FPI không nhắc đến thị trường chứng khoán Thị trường chứng khoán Việt Nam hoạt động từ năm 2000 đời sau Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 53 động lực thu hút nguồn vốn FPI Vì TTCK cần có thêm nhiều sản phẩm tài phái sinh, đa dạng sản phẩm giao dịch tài sản với hỗ trợ hệ thống pháp lý nhằm giúp nhà đầu tư mạnh dạn đa dạng hóa danh mục đầu tư điều thúc đẩy giữ chân dòng vốn FPI Việt Nam Thứ ba phủ cần thực sách tài thận trọng linh hoạt bảo đảm ổn định kinh tế vĩ mô, thiết lập kênh thơng tin theo dõi thống kê thường xun tình hình đầu tư nước ngồi vào TTCK để có sách điều tiết kinh tế vĩ mô phù hợp kịp thời nhằm đối phó với việc rút vốn ạt TTCK gây ảnh hưởng xấu đến kinh tế tài Việt Nam Thứ tư phủ cần hồn thiện mơi trường pháp lý cho thị trường chứng khốn, đẩy mạnh cổ phần hóa DNNN tạo hấp dẫn cho nhà đầu tư nước Bên cạnh nghiên cứu sử dụng giải pháp kỹ thuật theo thông lệ quốc tế tạo niềm tin cho nhà đầu tư nước nhằm thu hút nguồn vốn FPI thời gian tới 5.2 Những hạn chế luận văn hướng nghiên cứu Mặc dù nghiên cứu đạt mục tiêu đề nhiên hạn chế trình độ người nghiên cứu, hạn chế quy mô nghiên cứu, hạn chế liệu phương pháp nghiên cứu Kết nghiên cứu nhiều khiếm khuyết mặt sau: Do TTCK Việt Nam phát triển thời gian ngắn, vốn hóa thị trường cịn thấp đánh giá TTCK cận biên nên thông tin liệu thống kê năm chưa nhiều chưa đánh giá tác động dài hạn ngắn hạn yếu tố Với nghiên cứu thực nghiệm thời gian liệu cần dài cho kết biểu thị tác động tin cậy Tuy nhiên, nghiên cứu bổ sung, mở rộng nghiên cứu sau tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn FPI thời gian tới rủi ro trị, mạnh điểm yếu TTCK Việt Nam so với nước khu vực đề phủ điều chỉnh nâng cao hấp dẫn TTCK Việt Nam nhà đầu tư nước ngồi Đồng thời có biện pháp theo dõi điều chỉnh Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 54 sách kinh tế vĩ mơ để thu hút kiểm sốt nguồn vốn đầu tư gián tiếp FPI cách hiệu Xây dựng phương án dự phòng trường hợp xấu xảy nguồn vốn FPI có dịch chuyển lớn gây tác động khơng tốt kinh tế tài Việt Nam Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 55 PHỤ LỤC I Thống kê mơ tả summarize FiiCK CPI GDP LS TG M2 lngdp lncungtien lntygia lnFPI II Variable Obs Mean FiiCK CPI GDP LS TG 44 44 44 44 44 3902.553 120.5953 608570.2 8.271939 19779.11 M2 lngdp lncungtien lntygia lnFPI 44 44 44 44 44 3646327 12.86688 14.93579 9.885645 8.228518 Std Dev Min Max 1005.931 28.37017 483395 3.412433 2259.09 1380.473 67.40895 88263 4.68 16022.33 5556.548 156.7642 1676645 16.99 22703 2063103 1.048038 6178558 1190444 3087117 949181.1 11.38808 13.76336 9.681739 7.230181 8062576 14.3323 15.90274 10.03025 8.622732 Ma trận tương quan sau biến đổi sai phân correlate d.CPI d.lngdp d.lncungtien d.lntygia d.LS D CPI CPI D1 lngdp D1 lncungtien D1 lntygia D1 LS D1 D D D lngdp lncung~n lntygia D LS 1.0000 -0.0144 1.0000 -0.3083 0.1022 1.0000 0.3975 -0.2751 -0.2811 1.0000 0.5218 0.0057 -0.5091 0.1976 Trương Mạnh Tiến – ME07B 1.0000 GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 56 III Kiểm định break cho biến estat sbsingle, breakvars(d.lngdp) all estat sbsingle, breakvars(d.lncungtien) all estat sbsingle, breakvars(d.CPI) all estat sbsingle, breakvars(d.lntygia) all estat sbsingle, breakvars(d.LS) all Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Estimated break date: Ho: No structural break Test swald 43 2.00 9.00 9.00 Statistic 44.00 38.00 p-value 20.8623 0.0184 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Estimated break date: Ho: No structural break Test 2.00 9.00 9.00 Statistic swald 43 5.0396 44.00 38.00 p-value 0.2432 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.lngdp ➔ KL: Không bị Break Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 57 Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Estimated break date: Ho: No structural break Test 2.00 9.00 10.00 Statistic swald 43 15.0566 44.00 38.00 p-value 0.0024 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.lncungtien ➔ Kết luận: Bị break vào quý 10 Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Estimated break date: Ho: No structural break Test 2.00 9.00 20.00 Statistic swald 0.9342 43 44.00 38.00 p-value 1.0000 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.lntygia ➔ KL: Không bị break Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 58 Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Ho: No structural break Test 2.00 9.00 - Statistic swald awald ewald slr alr elr 43 44.00 38.00 p-value 1.1531 0.2440 0.1403 1.3197 0.2805 0.1646 0.9792 0.8928 0.9186 0.9478 0.8544 0.8639 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.LS ➔ KL: Không bị break Test for a structural break: Unknown break date Number of obs = Full sample: Trimmed sample: Ho: No structural break Test 2.00 9.00 - Statistic swald awald ewald slr alr elr 4.4842 2.1743 1.1377 4.9190 2.4509 1.2852 43 44.00 38.00 p-value 0.3071 0.0947 0.1612 0.2559 0.0728 0.1313 Exogenous variables: D.lntygia D.lncungtien D.lngdp D.LS D.CPI Coefficients included in test: D.CPI ➔ KL: Không bị break Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 59 V Hồi quy OLS sau kiểm định break reg d.lnFPI Q10_Dum##c.d.lncungtien Q10_Dum##c.l.d.lncungtien d.lntygia l.d.lntygia d.lngdp l.d.lngdp d.LS l.d.LS d.CPI l.d.CPI i.Q9_Dum Source SS df MS Model Residual 046025008 040933075 12 29 003835417 001411485 Total 086958083 41 002120929 t P>|t| = = = = = = 42 2.72 0.0137 0.5293 0.3345 03757 D.lnFPI Coef 1.Q10_Dum 0538756 0671432 0.80 0.429 -.0834476 1911988 lncungtien D1 1.458972 5359633 2.72 0.011 362804 2.55514 Q10_Dum#cD.lncungtien -.6590923 6331324 -1.04 0.306 -1.953993 6358089 lntygia D1 LD .5346014 -.4977181 7761257 6753823 0.69 -0.74 0.496 0.467 -1.052754 -1.87903 2.121957 8835939 lngdp D1 LD .0045806 -.0046601 0220391 0225412 0.21 -0.21 0.837 0.838 -.0404944 -.0507619 0496556 0414418 LS D1 LD .0189466 -.0017217 0068348 0064657 2.77 -0.27 0.010 0.792 004968 -.0149455 0329253 0115022 CPI D1 LD .0039334 -.0027225 00468 0047804 0.84 -0.57 0.408 0.573 -.0056382 -.0124996 0135051 0070545 1.Q9_Dum _cons -.0400208 -.0317348 0726279 042733 -0.55 -0.74 0.586 0.464 -.1885616 -.1191336 10852 0556641 Trương Mạnh Tiến – ME07B Std Err Number of obs F(12, 29) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE [95% Conf Interval] GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 60 VI Kiểm định phương sai sai số thay đổi estat hettest, iid Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of D.lnFPI chi2(1) Prob > chi2 = = 3.89 0.0485 →Gặp sai phạm VII Kiểm định tự tương quan Chạy lại hồi quy theo câu lệnh: ➔ reg d.lnFPI Q10_Dum##c.d.lncungtien d.lntygia l.d.lntygia d.lngdp l.d.lngdp d.LS l.d.LS d.CPI l.d.CPI i.Q9_Dum Kiểm định tự tương quan ➔ estat durbinalt, lags(1 5) nomiss0 force Durbin's alternative test for autocorrelation lags(p) F 5.694 1.291 0.718 1.126 0.980 df ( ( ( ( ( 1, 2, 3, 4, 5, Prob > F 27 25 23 21 19 ) ) ) ) ) 0.0243 0.2928 0.5515 0.3708 0.4553 H0: no serial correlation → Gặp sai phạm: tự tương quan bậc Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 61 VIII Mơ hình Newey West để xủ lý tự tương quan PSSSTĐ newey d.lnFPI Q10_Dum##c.d.lncungtien Q10_Dum##c.l.d.lncungtien d.lntygia l.d.lntygia d.lngdp l.d.lngdp d.LS l.d.LS d.CPI l.d.CPI i.Q9_Dum, lag(20) Regression with Newey-West standard errors maximum lag: 20 Newey-West Std Err Number of obs = F( 14, 27) = Prob > F = D.lnFPI Coef 1.Q10_Dum 1277081 0638253 2.00 0.056 -.0032505 2586667 lncungtien D1 1.252293 3622395 3.46 0.002 5090389 1.995547 Q10_Dum#cD.lncungtien -.2834719 2928275 -0.97 0.342 -.8843043 3173605 lncungtien LD .9455456 2797356 3.38 0.002 3715756 1.519516 Q10_Dum#cLD.lncungtien -1.110793 5060015 -2.20 0.037 -2.149022 -.0725633 lntygia D1 LD 1.028699 -.760366 7092622 4324907 1.45 -1.76 0.158 0.090 -.4265867 -1.647764 2.483985 1270316 lngdp D1 LD .0150449 -.0069261 017986 0180603 0.84 -0.38 0.410 0.704 -.0218593 -.0439827 0519491 0301305 LS D1 LD .0195123 0013076 0067408 0050272 2.89 0.26 0.007 0.797 0056813 -.0090073 0333433 0116225 CPI D1 LD -.0016986 0013401 0051626 0047794 -0.33 0.28 0.745 0.781 -.0122915 -.0084663 0088942 0111466 1.Q9_Dum _cons -.072797 -.0716782 0518302 0227267 -1.40 -3.15 0.172 0.004 -.1791437 -.1183094 0335498 -.0250469 Trương Mạnh Tiến – ME07B t P>|t| 42 70.14 0.0000 [95% Conf Interval] GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO Andrews, D W K 1993 Tests for parameter instability and structural change with unknown change point Econometrica 61: 821–856 Pala, A., Orgun, B., & Orgun, B O (2015) the effect of macro economic variables on foreign portfolio Investments: an implication for turkey Journal of Business Economics and Finance, 4(1), 108-126 Perron, P., & Yamamoto, Y (2015) Using OLS to estimate and test for structural changes in models with endogenous regressors Journal of Applied Econometrics, 30(1), 119-144 The effect of macro economic variables on foreign portfolio investments: an implication fot Turkey Doi 10.17261/Pressacademia.201519962 Aynur PALA¹, Bilgin ORHAN ORGUN² Chow, G C 1960 Tests of equality between sets of coefficients in two linear regressions Econometrica 28: 591–605 Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long Trang 63 Trương Mạnh Tiến – ME07B GVHD: T.S Phạm Đình Long ... tố tác động đến dịng vốn đầu tư nước ngồi Các biến kinh tế vĩ mơ báo cho xu hướng phát triển kinh tế định hướng dòng vốn đầu tư gián tiếp nước (FPI) ❖ Tác động tốc độ tăng trưởng kinh tế tác động. .. đánh giá tác động số kinh tế vĩ mô đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi FPI thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn từ năm 2007 - 2017 Với mẫu nghiên cứu bao gồm 44 biến quan sát... xử lý tư? ??ng phương sai sai số thay đổi tính tự tư? ?ng quan mơ hình Kết nghiên cứu có số vĩ mô tác động đến nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi thơng qua thị trường chứng khốn Việt Nam giai đoạn