Period DVNI DOP DM2 DIR DEX DCPI GP IPI
1 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 89.65229 4.689842 3.000087 1.096635 1.273402 0.044209 0.100357 0.143178 3 70.32740 8.360470 9.056835 1.840047 1.169063 3.343516 5.790322 0.112347 4 62.10744 9.543331 7.775482 5.961666 1.636535 5.351843 6.423050 1.200650 5 60.85371 9.648842 7.616541 6.312509 1.641005 5.646279 6.557738 1.723381 6 58.79741 12.13786 7.609327 6.094389 1.601415 5.685936 6.337489 1.736168 7 56.92455 12.10544 7.409870 6.414637 1.964588 7.080622 6.130569 1.969724 8 56.03885 12.22010 7.333237 6.351218 2.223320 7.723376 6.113976 1.995929 9 55.45815 12.77386 7.229387 6.384566 2.206639 7.776692 6.057528 2.113180 10 54.99718 13.37450 7.219758 6.347311 2.196699 7.770096 5.998406 2.096056 11 54.78364 13.44410 7.243207 6.351158 2.191892 7.861213 6.013586 2.111207 12 54.59490 13.46750 7.320215 6.331911 2.245131 7.914420 6.011629 2.114288
B ng trên ch trình bày ph ng sai phân rã c a bi n VNI vì m c đích c a bài nghiên c u là đo l ng m c đ nh h ng c a các nhân t kinh t v mô đ n ch s giá ch ng khoán.
Theo k t qu trên, trong kho ng th i gian ng n (1- 2 tháng), nh ng thay đ i trong ch s giá ch ng khoán b nh h ng ch y u t d li u quá kh c a chính nó h n là ph thu c vào nh ng nhân t khác. i u đó cho th y r ng, TTCK ph n ng khá ch m tr c nh ng thông tin kinh t v mô.
Xét trong kho ng th i gian 2 tháng, ch s VN-Index b nh h ng ch y u t nh ng cú s c c a chính nó (89,7%), ti p đ n là giá d u (4,7%), cung ti n (3%), t giá h i đoái (1,3%), lưi su t (1,1%), ch s s n xu t công nghi p (0,14%), GP (0,1%) và cu i cùng là l m phát (0,04%).
M t đi u đáng nói là, l m phát trong ng n h n l i ít nh h ng t i nh ng thay đ i c a ch s giá ch ng khoán (tháng 2 là 0,04%). L m phát có khuynh h ng không theo k p s thay đ i trong th i gian đ u c a n m, nh ng đ n th i đi m cu i n m l m phát là bi n c ng góp ph n đáng k vào nh ng thay đ i c a ch s ch ng khoán (trong th i gian 12 tháng thì h s gi i thích c a nó là 7,9% ch đ ng sau VNI và giá d u).
Qua các th i k , lo i tr nh h ng c a chính mình thì ch s ch ng khoán b tác đ ng ch y u b i: giá d u và cung ti n (th i gian t 1-7 tháng); giá d u và l m phát (t 8-12 tháng).
Ví d v th tr ng Vi t Nam đ th y đ c nh h ng c a cung ti n đ n ch s giá ch ng khoán trong ng n h n: Ngày 28/05/2007, th y tín hi u ti n th a trong l u thông,Th ng đ c Ngân hàng đư ra quy t đ nh t ng d tr lên g p đôi (chính sách ti n t th t ch t). Theo tính toán c a m t s chuyên gia ngân hàng thì s ti n s b hút tr l i v NHNN b i bi n pháp này s lên t i kho ng 40.000 – 50.000 t đ ng. Di n bi n c a VN-Index trong kho ng th i gian này, d ng nh nh h ng c a vi c chính sách ti n t đ n th tr ng ch ng khoán
đ c th hi n khá rõ. Sau khi đ t đnh cao m c 1.107 đi m ngày 22/05/2007, TTCK gi m nh (thông tin NHNN th t ch t chính sách ti n t có th đ c gi i đ u t d đoán tr c). n ngày 28/05/2007, khi NHNN chính th c công b chính sách th t ch t ti n t thì TTCK liên t c gi m sâu. Sau đó, TTCK có xu h ng h i ph c, nh ng vi c NHNN ti p t c th c hi n m t lo t các chính sách ti n t th t ch t nh : yêu c u các Ngân hàng mua 20.300 t đ ng tín phi u b t bu c, t ng lưi su t c b n đ ki m ch l m phát. K t đó, xu h ng c a VN-Index là xu h ng gi m, có th i đi m TTCK gi m sâu xu ng m c 600 đi m.
2.4.7Phân tích hàm ph n ngăđ y
Hàm ph n ng đ y đ c s d ng đ xem xét s l c th i gian tác đ ng t cú s c c a m i bi n trong mô hình t i ch s VN-Index.
K t qu ki m tra hàm ph n ng t ng quát c a các bi n s kinh t v mô lên ch s VN-Index đ c bi u di n bi u đ 2.1:
Theo bi u đ trên, ch s VN-Index ch chu tác đ ng đ i v i các nhân t kinh t v mô trong ng n h n. Trong dài h n (t 10-24 tháng), ch s VN-Index h u nh không ch u tác đ ng t các nhân t kinh t v mô.
Ch s VN-Index trong ng n h n ch u tác đ ng m nh c a giá c phi u giai đo n tr c đó, và m c đ này gi m d n qua các tháng, k t tháng th 12 thì ch s giá ch ng khoán t i Vi t Nam g n nh đ c l p v i giai đo n tr c đó.
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DVNI
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DOP -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DM2 -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DIR
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DVNI to DEX
-.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to DCPI -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DVNI to GP -.04 .00 .04 .08 .12 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DV NI to IPI
K T LU N
V i nh ng phân tích v m t lý thuy t m i quan h gi a các nhân t kinh t v mô và TTCK đư cho ta cái nhìn t ng th v c ch tác đ ng c a chúng đ n ch s giá ch ng khoán và c ng đư cho th y nhi u m t c a v n đ . Khi ta th c hi n nghiên c u góc đ này thì có tác đ ng thu n lên th tr ng ch ng khoán, nh ng n u nghiên c u khía c nh khác thì có th s cho tác đ ng ngh ch chi u.
Bên c nh đó, các nghiên c u th c nghi m tr c đây c ng ch ra r ng, m i t ng quan gi a các nhân t kinh t v mô các n n kinh t khác nhau là khác nhau. M i nhân t kinh t v mô có th tác đ ng ho c không tác đ ng, có th có m i t ng quan đ ng bi n ho c ngh ch bi n t i TTCK là tùy thu c vào đ c thù c a t ng n n kinh t và tùy thu c vào giai đo n mà tác gi nghiên c u.
M c đích c a bài nghiên c u là đo l ng nh h ng c a các nhân t kinh t v mô: lãi su t, t l l m phát, cung ti n m r ng, ch s s n xu t công nghi p, t giá h i đoái, giá d u và giá vàng đ n ch s giá ch ng khoán (ch s VN-Index) trong giai đo n t tháng 01/2006 đ n tháng 07/2012.
Tác gi đư s d ng ki m đ nh đ ng liên k t Jonhansen, ki m đ nh nhân qu Granger và phân tích ph ng sai phân rã đ phân tích và đo l ng nh h ng c a các nhân t kinh t v mô đ n ch s giá ch ng khoán. K t qu phân tích nh sau:
- T n t i m i quan h cân b ng dài h n gi a các nhân t kinh t v mô và ch s giá ch ng khoán th tr ng. K t qu này là phù h p v i nhi u nghiên c u c a các tác gi nh (Tunali, 2010) trên th tr ng ch ng khoán Th Nh K , (Mohammad et al., 2009) trên th tr ng ch ng khoán Malaysia, ...
- Trong ng n h n, ch có 2 bi n là có tác đ ng nhân qu m t chi u đ n ch s giá ch ng khoán, hai nhân t đó là giá d u và lãi su t. K t qu này là phù h p v i th c t th tr ng ch ng khoán Vi t Nam trong th i gian qua vì đây là hai nhân t có nh h ng tr c ti p và nhanh chóng đ n hành vi c a nhà đ u t . Do đó, s thay đ i thông tin c a hai nhân t này s đ c ph n ánh ngay vào trong giá
ch ng khoán. Các nhân t còn l i thì không có nh h ng tr c ti p đ n giá ch ng khoán, đi u này có v không phù h p v m t lý thuy t và th c t th tr ng ch ng khoán Vi t Nam trong th i gian qua. Do đó, tác gi c ng đư trình bày lý do có th d n t i các k t qu khác bi t này. i u đáng l u ý khi k t qu cho th y t l l m phát và giá vàng không có nh h ng t i ch s giá ch ng khoán, vì v m t lý thuy t và th c t thì ch s này đ c xem là có nh h ng đáng k . Nguyên nhân đ c tác gi lý gi i có th là do m t trong hai nguyên nhân sau:
(1) do t l l m phát và giá vàng có nh h ng tr c ti p đ n lãi su t (theo ki m đ nh Granger) nên nh ng thông tin v l m phát và giá vàng s đ c ph n ánh vào lãi su t t c th i và t đó m i nh h ng t i ch s giá ch ng khoán.
(2) d li u nghiên c u c a tác gi còn khá ng n (ch t n m 2006-nay) nên ch a gi i thích đúng b n ch t c a th tr ng. Bên c nh đó, d li u giá vàng dùng đ phân tích là d li u th gi i, ch a th ng kê đ c giá vàng trong dân c nên s d n t i nh ng sai l ch gi a k t qu nghiên c u và th c t c a th tr ng. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Ki m đ nh nhân qu Granger c ng cho th y, ch s giá ch ng khoán không có b t k nh h ng nào t i các nhân t kinh t v mô. Ngh a là, ch s giá ch ng khoán không ph i là ch báo t t cho n n kinh t . i u này là hoàn toàn phù h p t i Vi t Nam vì TTCK Vi t Nam còn non tr , quy mô th tr ng còn nh , vi c công b thông tin trên th tr ng còn nhi u v n đ nên nh ng thông tin trên TTCK ch a th là nhân t d báo t t cho các nhân t v mô và n n kinh t .
- K t qu mô hình h i quy Var cho th y, giá d u và ch s giá ch ng khoán có m i quan h đ ng bi n v i nhau. Trên th c t , Vi t Nam là n c có giá tr xu t kh u d u thô hàng n m t ng đ i l n, do đó có th lý gi i r ng vi c giá d u t ng đư có nh ng nh h ng tích c c t i n n kinh t và TTCK. Nhân t lãi su t l i có m i t ng quan ngh ch bi n v i ch s giá ch ng khoán. K t qu này là phù h p v i lý thuy t và nhi u k t qu nghiên c u tr c đây. Ngoài ra, các nhân t khác không có ý ngh a th ng kê v i ch s giá ch ng khoán – phù h p v i k t qu t ki m đ nh nhân qu Granger.
- Cu i cùng, theo k t qu phân tích ph ng sai phân rư thì trong ng n h n (2 tháng) ch s VN-Index b nh h ng ch y u t nh ng cú s c c a chính nó, ti p đ n là giá d u, cung ti n, t giá h i đoái, lưi su t, ch s s n xu t công nghi p, giá vàng và cu i cùng là l m phát. Trong dài h n (12 tháng), m c đ nh h ng c a các nhân t kinh t v mô đ n ch s giá ch ng khoán theo th t nh sau: nh ng cú s c t chính b n thân nó, giá d u, l m phát, cung ti n, lãi su t, giá vàng, t giá h i đoái, ch s s n xu t công nghi p. i u đáng l u ý, t l l m phát trong ng n h n ít có nh h ng t i ch s giá ch ng khoán, tuy nhiên m c đ này t ng cao trong dài h n. Nh đư phân tích trên, nhân t l m phát trong ng n h n nh h ng gián ti p t i TTCK thông qua vi c tác đ ng đ n nhân t lãi su t. Nh v y, khi l m phát thay đ i nó s không tác đ ng t c th i t i TTCK Vi t Nam mà c n có th i gian tác đ ng đ n lãi su t. Do đó, t l l m phát tác đ ng m nh đ n ch s ch ng khoán trong dài h n.
Nh v y, b ng nh ng phân tích đ nh l ng bài nghiên c u cho th y ch s giá ch ng khoán h u nh không chu nh h ng b i các bi n s v mô (tr giá d u và lãi su t) v m t th ng kê– nh ng thông tin c b n c a n n kinh t . i u này đ n t nhi u phía mà ch y u là do nh ng nguyên nhân sau:
D li u nghiên c u c a tác gi ch a đ l n (th i gian nghiên c u khá ng n) nên ch a ph n ánh đ y đ th c tr ng c a th tr ng. Do đó, h ng nghiên c u xa h n là tác gi s nghiên c u trong kho ng th i gian dài h n và đi sâu vào tìm hi u nh ng k t qu ch a h p lý c a bài nghiên c u này.
Th tr ng Vi t Nam là không hi u qu d n đ n vi c h p th thông tin không t t c ng nh nh ng h n ch v m t b n ch t trong các chính sách c a Vi t Nam.
DANH M C TÀI LI U THAM KH O Danh m c tài li u ti ng Vi t
1. Hoàng Ng c Nh m, 2010. Giáo trình kinh t l ng. Tr ng i h c Kinh t TP.HCM
2. Nguyên H u Tu n, 2012. Ch s ch ng khoán ch u tác đ ng m nh b i y u t v mô nào. < http://www.bsc.com.vn/News/2012/2/27/222582.aspx>
Danh m c tài li u Ti ng Anh
1. Acikalin, S., Aktas, R. & Unal, S., 2008. Relationships between stock markets and macroeconomic variables: An impirical analysis of the Istanbul Stock Exchange. Investment Management and Financial Innovations, Volume 5, Issue 1, 2008.
2. Bahmani-Oskooeea, M. & Sohrabianb, A., 1992. Stock prices and the effective exchange rate of the dollar. Applied Economics, Volume 24(Issue 4).
3. Brahmasrene, T. & Jiranyakul, K., 2007. Cointegration and causality between stock index and macroeconomic variables in an emerging market. Academy of Accounting and Financial Studies Journal Publisher, Volume 11(Issue 3).
4. Bujuksalvarci, a., n.d. The Effects of Macroeconomics Variables on Stock Returns: Evidence from Turkey. European Journal of Social Sciences, Volume 14(Number 3), pp.404-16.
5. Bulmash, S.B. & Trivoli, G.W., 1991. Time-lagged interactions between stock prices and selected economic variables. Journal of Portfolio Management, Vol. 17 No. 4, pp.61-7.
6. Chen, N.F., Roll, R. & Ross, S.A., 1986. Economic Forces and the Stock Market. The Journal of Business, Vol.59, No.3 (Jul.,1986), pp.383-403.
7. Fama, E.F., 1981. Stock Returns, Real Activity, Inflation, and Money. American Economic Review, Vol. 71, No. 4, pp.545-65.
8. Fama, E.F., 1990. Stock Returns, Expected Returns, and Real Activity. Journal of Finance, 45,1089-1108.
9. Fama, E.F. & Schwert, G.W., 1977. Asset Returns and Inflation. Journal of Financial Economics, Volume 5, Issue 2, p.115–146.
10. Gan, C., Lee, M., Yong, H.H.A. & Zhang, J., 2006. Macroeconomics Variables and Stock Market Interactions: New Zealand Evidence. Investment Management and Financial Innovations, Volume 3(Issue 4).
11. Geske, R. & Roll, R., 1983. The Fiscal and Monetary Linkage between Stock Returns and Inflation. Journal of Finance, Vol. 38, No. 1, pp.1-33.
12. Goswami, G. & Jung, S.-C., 1997. Stock Market and Economic Forces: Evidence From Korea.
13. Hondroyiannis, G. & Papapetrou, E., 2001. Macroeconomic influences on the stock market. Journal of Economics and Finance, Volume 25(Number 1 ), pp.33-49.
14. Humpe, A. & Macmillan, P., 2007. Can macroeconomic variables explain long term stock market movements? A comparison of the US and Japan. Centre for dynamic Macroeconomic Variables Analysis - Working paper Series.
15. Ibrahim, M.H. & Yusoff, W., 2001. Macroeconomic Variables, Exchange Rate And Stock Price: A Malaysian Perspective. IIUM Journal of Economics and Management, No.2:141-63.
16. Islam, S.M.N., Watanapalachaikul, S. & Billington, N., 2004. A time series analysis and modelling of the Thai stock market. International Management Conference.
17. Jaffe, J.F. & Mandelker, G., 1976. The "Fisher Effect" for Risky Assets: An Empirical. The Journal of Finance, Vol. 31 (2), pp.447-58.
18. Jones, C.M. & Kaul, G., 1996. Oil and the Stock Markets. The Journal of Finance, Vol.51(Issue 2), pp.463-91.