Period S.E. RT INTRATE TBRATE
1 0.516529 0.106439 99.89356 0.000000 2 0.753234 0.123483 99.85262 0.023893 3 1.069785 0.426689 98.28049 1.292818 4 1.395980 0.829370 97.76715 1.403484 5 1.690961 1.689263 97.29368 1.017054 6 1.889911 2.941903 95.80602 1.252079 7 2.025848 3.417409 93.94653 2.636063 8 2.093027 3.891715 92.29302 3.815266 9 2.114005 3.972772 91.29128 4.735945 10 2.124371 3.950534 90.40383 5.645634 11 2.130846 4.134797 90.15473 5.710476 12 2.141690 4.235185 90.08996 5.674860
Nguồn: kết quả chạy ra từ số liệu nghiên cứu của đề tài.
Lãi suất dao động trong khoảng từ 99.89% đến 90.08% trong vòng 12 tháng. Nhƣ vậy điểm đặc trƣng đáng chú ý trong kết quả của phân tích phƣơng sai là nguồn chủ yếu dẫn đến biến động trong lợi nhuận của chứng khoán là do sự biến động về lãi suất và do sự biến động của chính bản thân TTCK. Nói tóm lại, dự báo phân tích phƣơng sai lỗi chỉ ra rằng đổi mới của lãi suất có thể là một yếu tố dự báo cho lợi
nhuận của TTCK Việt Nam.Điều này hoàn toàn giống với nghiên cứu của Godwin (2010) trên TTCK của Nigeria.
4.6. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Kết quả nghiên cứu cho thấy lãi suất và lãi suất phi rủi ro là dƣơng và là hàm số có ý nghĩa của lãi suất tái chiết khấu. Nhƣng hệ số DW thấp của mơ hình hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS) chỉ ra là đối với dữ liệu của Việt Nam thì biến lãi suất và lãi suất phi rủi ro có tƣơng quan dƣơng với lãi suất tái chiết khấu. Điều này cho thấy là cách thực thi CSTT của Việt Nam khác với cách thực thi CSTT của Nigeria. Đối với Nigeria thì lãi suất tái chiết khấu là mức lãi suất mà Ngân hàng Trung ƣơng dựa vào để điều hành CSTT, cịn đối với Việt Nam thì thƣờng dựa vào lãi suất cơ bản.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy các biến đều dừng ở dạng sai phân bậc một và phần dƣ kết hợp của chúng là đồng liên kết chứng tỏ là có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong phân tích. Động thái của chứng khốn trong mơ hình VECM cho thấy rằng với độ trễ từ 1 đến 2 véc tơ xu hƣớng của lợi nhuận thị trƣờng chứng khốn là tích cực và có ảnh hƣởng đến việc giải thích sự biến động của lợi nhuận. Để cung cấp thêm thông tin về động thái của các biến trong hệ thống, kiểm định phân rã phƣơng sai đã đƣợc sử dụng. Kết quả cho thấy rằng nguồn chủ yếu trong biến động của lợi nhuận phần lớn là do những biến động của bản thân lợi nhuận chứng khoán, biến động của lãi suất và lãi suất phi rủi ro. Nói cách khác, những biến động trong lãi suất nói chung có thể là một yếu tố dự báo cho lợi nhuận trên TTCK Việt Nam.
CHƢƠNG 5. KẾT LUẬN, GỢI Ý CHÍNH SÁCH, HẠN CHẾ CỦA ĐỀ TÀI VÀ HƢỚNG NGHIÊN CỨU TRONG
TƢƠNG LAI
5.1. Kết luận
Bài luận sử dụng kiểm định đồng liên kết cũng nhƣ kiểm định VECM để làm sáng tỏ xem có mối quan hệ nào giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT trên TTCK Việt Nam hay không? Và câu trả lời đƣợc tìm thấy là có mối quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT. Các câu hỏi nghiên cứu đƣợc trả lời tóm lƣợc lại nhƣ sau: Thứ nhất, có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lợi nhuận chứng khoán và CSTT trên TTCK Việt Nam.
Thứ hai là hồn tồn đúng khi nói rằng lợi nhuận chứng khốn phải mất một thời gian dài điều chỉnh về trạng thái cân bằng trƣớc những cú sốc của chính sách dựa vào mơ hình VECM.
Kết quả cho thấy rằng CSTT cũng là một yếu tố quyết định đến lợi nhuận dài hạn của TTCK. Hay nói cách khác, hành vi dài hạn của lợi nhuận TTCK cũng phần nào chịu ảnh hƣởng của các biến tiền tệ.
5.2. Gợi ý chính sách
Trên cơ sở những nội dung đã phân tích, đề tài xin đề xuất một số gợi ý về CSTT có liên quan đến sự phát triển của TTCK Việt Nam nhằm phát huy những mặt tích cực của CSTT đồng thời hạn chế những ảnh hƣởng tiêu cực của nó lên TTCK, nhất là trong bối cảnh nền kinh tế hội nhập ngày càng sâu rộng với kinh tế toàn cầu, các CSTT nhƣ: cung tiền, tỷ giá, lãi suất…ngày càng đóng vai trị quan trọng hơn trong điều hành các chính sách vĩ mơ của Chính phủ.
Thứ nhất, nghiên cứu cho thấy trong ngắn hạn lợi nhuận chứng khoán cũng chịu ảnh hƣởng của các biến tiền tệ. Điều này cũng cho thấy là những động thái điều hành CSTT cũng có phần nào ảnh hƣởng đến TTCK. Do đó, Chính phủ thơng qua
các cơ quan quản lý tiền tệ cần phải cẩn trọng để tránh các chính sách tăng lãi suất một cách tùy ý sẽ làm ảnh hƣởng đến giá tài sản trên thị trƣờng vốn.
Thứ hai là công cụ lãi suất không phải là môt công cụ tối ƣu trong điều hành CSTT, bãi bỏ kiểm soát lãi suất và sử dụng CSTT gián tiếp là những bƣớc đi quan trọng hƣớng tới sự phát triển của thị trƣờng tài chính.
Thứ bà là cần nghiên cứu và xây dựng mô hình định lƣợng về cơ chế truyền dẫn tiền tệ phục vụ cơng tác phân tích và hoạch định CSTT tại NHNN. Việc xây dựng và nghiên cứu mơ hình phân tích cơ chế truyền dẫn tiền tệ cho phép NHNN xác định và đánh giá tác động của các cú sốc từ bên trong cũng nhƣ bên ngồi tới nền kinh tế nói chung và khu vực tiền tệ ngân hàng nói riêng.
Thứ tƣ là vận dụng kết quả phân tích định lƣợng của mơ hình đồng liên kết để ra các quyết định điều hành CSTT, đồng thời dự báo những ảnh hƣởng của nó đến TTCK dƣới sự tác động của tỷ giá hối đoái, lạm phát và lãi suất.
Thứ năm là nghiên cứu, phát triển các phần mềm điện toán để lƣu trữ, truy xuất dữ liệu nhằm tăng khả năng dự báo của các mơ hình kinh tế lƣợng.
5.3. Hạn chế của đề tài và hƣớng nghiên cứu trong tƣơng lai
5.3.1 Hạn chế của đề tài
Ngoài các biến đã đƣợc phân tích trong đề tài thì vẫn cịn những nhân tố khác không đƣợc đo lƣờng nhƣng cũng ảnh hƣởng đến TTCK nhƣ: cung tiền, tình trạng nền kinh tế, quy phạm pháp luật, chính sách của chính phủ… Các nhân tố này cũng tác động đến TTCK nhƣng lại không đƣợc đề cập trong luận văn này.
Đề tài mới chỉ dừng lại ở mơ hình CAPM, ngồi mơ hình này thì cịn có rất nhiều những mơ hình khác có thể sử dụng để đánh giá tác động của CSTT vào TTCK nhƣ: mơ hình nhân tố, mơ hình kinh doanh chênh lệch giáAPT …
Dữ liệu kinh tế vĩ mô của Việt Nam đƣợc công bố bởi Tổng Cục Thống Kê, Quỹ Tiền Tệ Quốc tế và các nguồn khác thƣờng là có độ trễ từ 6 tháng đến 9 tháng nên đề tài đã không thể cập nhật thông tin đến tháng 12 năm 2012.
5.3.2 Hướng nghiên cứu trong tương lai
Thứ nhất là có thể sử dụng các biến của đề tài này mở rộng nghiên cứu cho chỉ số HNX-Index nhằm nghiên cứu mối quan hệ ngắn hạn cũng nhƣ dài hạn giữa các nhân tố.
Thứ hai là ta có thể tiến hành nghiên cứu TTCK trong nƣớc để so sánh với TTCK của các nƣớc Asean để tìm ra xem có mối quan hệ giữa lợi nhuận chứng khoán trong nƣớc đến lợi nhuận chứng khoán của các nƣớc trong khu vực hay không. Thứ ba là có thể ứng dụng mơ hình kinh doanh chênh lệch giá APT để đo lƣờng tác động của CSTT vào lợi nhuận chứng khoán.
Và cuối cùng là cần phải đƣa ra gợi ý chính sách một cách chi tiết và cụ thể hơn để nâng cao tính hiệu quả của TTCK trong tƣơng lai.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
TIẾNG VIỆT
1. Luật chứng khoán (2007), NXB Lao động xã hội.
2. Nguyễn Ngọc Bảo (2009), “Một số vấn đề về cơ chế điều hành lãi suất hiện nay của Ngân hàng Nhà nƣớc đối với ổn định thị trƣờng tiền tệ”.
3. Nguyễn Trọng Hồi, Phùng Thanh Bình, Nguyễn Khánh Duy (2009), “Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính”.
4. Nguyễn Văn Giàu (2009), “Chính sách tiền tệ đối với ổn định và phát triển kinh tế - xã hội trong bối cảnh khủng hoảng tài chính và suy thối kinh tế thế giới.”.
5. Trần Du Lịch (2009), “Chính sách tiền tệ là một trong những cơng cụ chủ yếu để phục vụ mục tiêu kinh tế vĩ mô ở nƣớc ta.”.
6. Trần Ngọc Thơ (2005), “Tài chính doanh nghiệp hiện đại”, NXB Thống Kê. 7. Phan Thị Bích Nguyệt (2006), “Đầu tƣ tài chính”, NXB Thống kê.
8. Phùng Thanh Bình, “Hƣớng dẫn sử dụng Eviews trong phân tích dự liệu và hồi quy.”.
TIẾNG ANH
9. Andros Gregoriou, Alexandros Kontonikas, Ronald MacDonald, Alberto Montagnoli (2009), Monetary Policy Shock and Stock Returns: Evidence from the British Market, Financial Markets and Portfolio Management, 23(4), pp. 401-410.
10. Baharumshah and Ahmad, Z (2004), Stock prices and long-run demand for money:evidence from Malaysia, International Economic Journal, 18(3), pp. 389-407.
11. Belke A, Polleit T (2004), (How) Do Stock Market Returns React to Monetary Policy? An ARDL Cointegration Analysis for Germany, JEL Classifications, C22, Frankfurt.
12. Ben S. Bernanke and Kenneth N. Kuttner (2005), What Explains the Stock Market's Reaction to Federal Reserve Policy?, Journal of Finance, American Finance Association, 60(3), pp. 1221-1257.
13. Bernanke, Ben and Mark Gertler (2003), Should Central Banks Respond to Movements in Asset Prices? American Economic Review Papers and Proceedings.
14. Bernanke, Ben and Mark Gertler (1999), Monetary Policy and Asset Price Volatility, Economic Review Federal Reserve Bank of Kansas City, pp. 17-51. 15. Bosworth B (1975), The Stock Market and the Economy, Brookings Papers
on Economic Activity, 2, pp. 257-290.
16. Canova, F. and De Nicolo, G. (1995), Stock Returns and Real Activity: A Structural Approach, European Economic Review, 39, pp. 981-1015.
17. Cecchetti, Stephen G., Hans Genberg, John Lipsky, and Sushil Wadhwani (2000), Asset Prices and Central Bank Policy, Geneva Reports on the World Economy, Centre for Economic Policy Research.
18. Conover CM, Jensen GR, Johnson RR (1999), Monetary Conditions and International Investing, FinancialAnalysis Journal, 55(4), pp. 48-59.
19. Conover CM, Jensen GR, Johnson R (1999), Monetary Environments and International Stock Returns, Journal of Banking and Finance, 23, pp. 1357- 1381.
20. Cook T, Hahn T (1988),The Information Content of Discount rate, Announcements and their Effect on Market Interest Rates, Journal of Money, Credit and Banking, 20(2), pp. 67-180.
21. Cooper, R. (1974), Efficient capital markets and the quantity theory of money,
Journal of Finance, 29(3), pp. 887-908.
22. Cornelius, P. K. (1993), A Note on the Informational Efficiency of Emerging Stock Markets, Weltwirtschaftliches Archiv, 129(4), pp. 820-828.
23. DeFina, R. H. (1991),Does inflation depress the stock market?,Federal
24. Dornbusch R, Fischer M (1981), Macroeconomics, Auckland: McGraw-HILL 25. Engle, R. F. and Granger, C. W. J. (1987), Cointegration and error correction
representation, estimation and testing,” Econometrica, 55, pp. 251-276.
26. Fama, E.F. (1981), Stock Returns, Real Activity, Inflation and Money,
American Economic Review,71, pp. 545-565.
27. Fama E. F., and G. W. Schwert (1977), Asset Returns and Inflation, Journal of
Financial Economics 5, pp. 115-146.
28. Ferson, W. & Harvey, C.(1991), The variantion of economic risk premiums,
Journal of Political Economy, 99, pp. 385-415.
29. Friedman, M. andSchwart., A. J. (1963), Money and Business Cycles,Review
of Economics and Statistics 45 (1), PP. 485.
30. Godwin Chigozie Okpara (2010), Monetary Policy and Stock Market Returns: Evidence from Nigeria, Journal Economics, 1(1), pp. 13-21.
31. Gujarati, D.N.(2003), Basic Econometrics, 4th ed, New York: McGraw-Hill
32. Habibullah, M.S, & Baharumshah, A.Z (1996), Money, output and stock price in Malaysia: an application of the co-integration tests, International Economic
Journal, 10(2), pp. 121-130.
33. Hamburger, M. J. and Kochin, L. A. (1972), Money and stock prices: the channels of influence, Journal of Finance 27(2), pp. 231-249.
34. Issam S.A. Abdalla and Victor Murinde (1997), Exchange Rate and Stock Price Interactions in Emerging Financial Markets: Evidence on India, Korea, Pakistan and the Philippines, Applied financial Economics, 7(1), pp.25-35. 35. Jaffe, J. and Mandelkar, G. (1976), The Fisher effect for risky assets: An
empirical Investigation, Journal of Finance 31, pp. 447-456.
36. Jensen GR, Johnson RR (1995), Discount Rate Changes and Security Returns in the US, 1962-1991, Journalof Banking and Finance, 19, pp. 79-95.
37. Koutsoyiannis A (1976), Theory of Econometrics, London: The Macmillan
38. Kraft, J. and Kraft, A. Determinants of common stock prices: a time series analysis. Journal of Finance, 32(2), pp. 417-425.
39. Kuttner, Kenneth N. (2001), Monetary policy surprises and interest rates: Evidence from the Fed funds futures market,Journal of Monetary Economics,
Elsevier, vol. 47(3), pp. 523-544.
40. Loc, T.D., Lanjouw, G. & Lensink, R.(2008), Stock-market efficiency in thin- trading markets: The case of the Vietnamese stock market.
41. Mishkin F (1977), What Depressed the Consumer? The Household Balance Sheet and the 1973-1975 Recession. Brookings Papers on Economic Activity,
1, pp. 123-164.
42. Modigliani F (1971), Monetary Policy and Consumption Consumer Spending and Money Policy: The Linkages, Federal Reserve Bank of Bostom, pp. 9-84. 43. Moyer RCl (1987), Contemporary Financial Management, New York:West
Publishing Company.
44. Mukherjee, T. K. and Naka, A. (1995), Dynamic relations between macroeconomic variables and the Japanese stock market: an application of a vector error correction model, The Journal of Financial Research 18(2), pp. 223-237.
45. Nasseh, A. and Strauss, J. (2000), Stock Prices and Domestic and International Macroeconomic Activity: A Cointegration Approach, Quarterly Review of Economics and Finance,40, pp. 229-245.
46. Nelson, C. R. (1976), Inflation and rates of return on common stocks, Journal of Finance 31(2), pp. 471-483.
47. Ngoc, L. K. and Khaled, H. (2009), The impact of macroeconomic indicators on Vietnamese stock prices, Journal of Risk Finance, 10(4), pp. 321-332. 48. Nozar, H. and Taylor, P. (1988), Stock prices, money supply and interest rates:
49. Ologunde AO, Elumilade DO, Asaolu TO (2006), Stock Market Capitalization and Interest Rate in Nigeria: A Time Series Analysis, International Research Journal of Finance and Economics, 4, pp. 154-167.
50. Phung Thanh Binh (2010), Time Series Econometrics Causality Models. 51. Ratanapakom, O. & Sharma, S.C (2007), Dynamic analysis between the US
stock returns and the macroeconomic variables, Applied financial Economics,
17(5), pp. 369-337.
52. Reily, F, K. and Brown, K. C. (2002), Investment Analysis and Portfolio Management. Orlando, USA: The Dryden Press.
53. Rigobon and Roberto (1999), Identification through Heteroskedasticity: The bivariate case, Mimeo, Sloan School of Management, Massachusetts Institute of Technology.
54. Roberto Rigobon and Brian Sack (2001), Measuring the Reaction of Monetary Policy to the Stock Market, NEBR working paper series 8350.
55. Toda, H.Y. and Phillips, P.C. (1994), Statistical Inferences in Vector Autogressions with Possibly Integrated Processes, Journal of Econometrics,
PHỤ LỤC
Phụ lục 1: Kết quả hồi quy theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất hai giai đoạn (2SLS)
System: DULIEUVIETNAM
Estimation Method: Two-Stage Least Squares Date: 12/13/12 Time: 17:51
Sample: 2000M07 2011M12 Included observations: 138
Total system (balanced) observations 276
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C(1) 5.630070 0.276965 20.32776 0.0000
C(2) 0.843134 0.036742 22.94721 0.0000
C(3) 1.837098 0.368569 4.984402 0.0000
C(4) 0.764404 0.048895 15.63368 0.0000
Determinant residual covariance 4.224158
Equation: INTRATE=C(1)+C(2)*RDR Instruments: RDR C
Observations: 138
R-squared 0.794740 Mean dependent var 11.49138 Adjusted R-squared 0.793231 S.D. dependent var 2.766451 S.E. of regression 1.257958 Sum squared resid 215.2142 Durbin-Watson stat 0.341041
Equation: TBRATE=C(3)+C(4)*RDR Instruments: RDR C
Observations: 138
R-squared 0.642493 Mean dependent var 7.151087 Adjusted R-squared 0.639864 S.D. dependent var 2.789508 S.E. of regression 1.674021 Sum squared resid 381.1192 Durbin-Watson stat 0.332731
Phụ lục 2: Phƣơng trình ƣớc tính Estimation Command: ===================== TSLS(DERIV=AA) Estimated Equations: ===================== INTRATE=C(1)+C(2)*RDR TBRATE=C(3)+C(4)*RDR Substituted Coefficients: ===================== INTRATE=5.63006995503+0.84313373243*RDR TBRATE=1.83709769559+0.764403521144*RDR
Phụ lục 3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho các biến
Null Hypothesis: RT has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.453617 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.478547
5% level -2.882590
10% level -2.578074
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: RT has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -7.296650 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.478547
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 21.99939
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 19.83484
Null Hypothesis: D(RT) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.15676 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.479656
5% level -2.883073
10% level -2.578331
Null Hypothesis: D(RT) has a unit root Exogenous: Constant
Bandwidth: 88 (Newey-West using Bartlett kernel)
Adj. t-Stat Prob.* Phillips-Perron test statistic -49.23182 0.0001 Test critical values: 1% level -3.478911
5% level -2.882748
10% level -2.578158
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Residual variance (no correction) 29.97554
HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.900641