Khóa luận Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index

106 trang thiennha21 23/04/2022 3060

Download

Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Khóa luận Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

khoa_luan_tac_dong_cua_cac_yeu_to_kinh_te_vi_mo_den_chi_so_g.pdf

Nội dung text: Khóa luận Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP. HCM KHOA KẾ TOÁN – TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VN-INDEX Ngành: TÀI CHÍNH Chuyên ngành: TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP Giảng viên hướng dẫn: Ths. TÔ THỊ NHẬT MINH Sinh viên thực hiện: VÕ THÙY DƯƠNG MSSV: 1211191328 Lớp: 12DTDN05 TP. Hồ Chí Minh, Năm 2016
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CÔNG NGHỆ TP. HCM KHOA KẾ TOÁN – TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG KHÓA LUẬN TẬP TỐT NGHIỆP TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ KINH TẾ VĨ MÔ ĐẾN CHỈ SỐ GIÁ CHỨNG KHOÁN VN-INDEX Ngành: TÀI CHÍNH Chuyên ngành: TÀI CHÍNH DOANH NGHIỆP Giảng viên hướng dẫn: Ths. TÔ THỊ NHẬT MINH Sinh viên thực hiện: VÕ THÙY DƯƠNG MSSV: 1211191328 Lớp: 12DTDN05 TP. Hồ Chí Minh, Năm 2016 i
LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan đây là bài phân tích của riêng tôi, được sự hỗ trợ của giảng viên hướng dẫn là Ths.Tô Thị Nhật Minh. Các số liệu sử dụng phân tích trong đồ án có nguồn gốc rõ ràng và đã được công bố theo đúng quy định. Bên cạnh đó, nhóm chúng tôi có tham khảo tài liệu từ một số nguồn thông tin khác nhau để phục vụ cho khóa luận tốt nghiệp của tôi và có trích dẫn cụ thể. Các kết quả phân tích trong đồ án do tôi tự tìm hiểu, phân tích một cách trung thực, khách quan và chưa từng công bố trong bất kỳ đồ án nào. Mọi sao chép không hợp lệ, vi phạm quy chế đào tạo, tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm. TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm Tác giả (Ký tên) ii
LỜI CẢM ƠN Để hoàn thành luạn van này, truớc tiên tôi xin gửi lời cảm on sâu sắc nhất đến giảng viên Ths. Tô Thị Nhật Minĥ ̆ đã tạn tình̛ huớng dẫn tôi trong quá trình̛ nghiên cứu và thực hiẹn luạn van. ̂ ̛ ̂ ̂ ̆ Tôi cũng xin chân thành cảm on Ban lãnh đạo, các anh chị nhân viên tại Công ty cổ phần chứng khoán FPT đã nhiẹt tình ̛ hỗ trợ và giúp đỡ tôi trong thời gian thực tập. ̂ Cuối cùng, tôi xin cảm on khoa Kế Toán – Tài chính – Ngân hàng đã tạo điều kiẹn tốt nhất cho tôi trong quá trình̛ học và tốt nghiẹp tại truờng. ̂ ̂ ̛ Trong thời gian hoàn thành đề tài này nhóm tôi đã có nhiều cố gắng và nỗ lực nhưng không tránh khỏi sự sai sót. Tôi rất mong nhận được nhận được nhứng ý kiến đóng góp từ Thầy Cô để đề tài của tôi được hoàn thiện hơn. Tôi xin chân thành cảm ơn! , ngày tháng năm (SV ký và ghi rõ họ tên) iii
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT CHỮ VIẾT TẮT CHỮ ĐẦY ĐỦ TTCK Thị trường chứng khoán GDCK Giao dịch chứng khoán TTGDCK Trung tâm giao dịch chứng khoán NĐT Nhà đầu từ NHTW Ngân hang Trung Ương QTRR Quản trị rủi ro UBCKNN Ủy ban chứng khoán Nhà Nước iv
DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 3.1: Tóm tắt các biến nghiên cứu Bảng 3.2: Tóm tắt kỳ vọng tương quan giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và TTCK Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị Bảng 4.2: Xác định độ trễ tối ưu Bảng 4.3: Kiểm định đồng liên kết Bảng 4.4: Kiểm định tự tương quan v
DANH MỤC CÁC BIỂU ĐỒ, ĐỒ THỊ, SƠ ĐỒ, HÌNH ẢNH Hình 2.1: Cung ứng tiền tệ Đồ thị 4.1: Diễn biến của VN-Index giai đoạn 2006 - 2015 Đồ thị 4.2: Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và VN-Index Đồ thị 4.3: Quan hệ giữa giá dầu thế giới và VN-Index Đồ thị 4.4: Quan hệ giữa lãi suất cho vay và VN-Index Đồ thị 4.5: Quan hệ giữa lạm phát và VN-Index Đồ thị 4.6: Quan hệ giữa cung tiền và VN-Index vi
MỤC LỤC CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1 1.1 Lý do chọn đề tài 1 1.2 Mục đích nghiên cứu 2 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 3 1.4 Phạm vi và đối tượng nghiên cứu 3 1.5 Phương pháp nghiên cứu 3 1.6 Kết cấu đề tài: 5 chương 4 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ LUẬN 5 2.1 Lý luận chung về chỉ số giá chứng khoán 5 2.1.1 Khái niệm 5 2.1.2. Phương pháp tính chỉ số giá chứng khoán 5 2.2 Các yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index 8 2.2.1 Tỷ giá hối đoái 8 2.2.2. Giá dầu 10 2.2.3. Lãi suất 11 2.2.4. Lạm phát 12 2.2.5. Cung tiền 12 CHƯƠNG 3: MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 15 3.1. Dữ liệu nghiên cứu 15 3.2. Mô tả các biến 15 3.3. Giả thiết nghiên cứu 17 3.4. Mô hình nghiên cứu 19 3.5. Các phương pháp kiểm định 21 3.5.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Tests) 21 3.5.2. Kiểm định đồng liên kết (Cointegration Tests) 23 3.5.3. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số (VECM) 24 3.5.4. Kiểm định tự tương quan phần dư từ mô hình VECM 24 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 26 4.1. Phân tích thống kê mô tả 26 4.2.1. Phân tích biến động của chỉ số giá chứng khoán VN-Index 26 4.2.1. Phân tích các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến chỉ số VN-Index 30 4.1.2.1. Tỷ giá hối đoái và VN-Index 30 4.1.2.2. Giá dầu thế giới và VN-Index 32 4.1.2.3. Lãi suất cho vay và VN-Index 34 4.1.2.4. Lạm phát và VN-Index 36 vii
4.1.2.5. Cung tiền và VN-Index 38 4.2. Kết quả nghiên cứu 39 4.2.1. Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu 39 4.2.2. Xác định độ trễ tối ưu 41 4.2.3. Kết quả kiểm định đồng liên kết 42 4.2.4. Kết quả xác định quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu 43 4.2.5. Thảo luận kết quả ước lượng mô hình trong dài hạn 44 4.2.6. Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư từ mô hình VECM 46 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 47 5.1. Kết luận 47 5.2. Định hướng phát triển TTCK Việt Nam giai đoạn 2016 – 2021 47 5.3. Khuyến nghị 49 5.3.1. Một số khuyến nghị về chính sách kinh tế vĩ mô 49 5.3.2. Khuyến nghị trong nội tại TTCK Việt Nam 53 5.3.2.1. Nâng cao chất lượng hàng hóa và đa dạng hóa sản phẩm cho TTCK 53 5.3.2.2. Kích cầu và khơi thông nguồn vốn 54 5.4. Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo 57 TÀI LIỆU THAM KHẢO 59 viii
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý do chọn đề tài Thị trường chứng khoán là một kênh đầu tư của các nhà đầu tư có vốn nhàn rỗi và là nơi các doanh nghiệp có thể huy động thêm vốn để phát triển hoạt động kinh doanh. Không những vậy, chứng khoán còn được coi là “hàn thử biểu” của nền kinh tế, đánh giá giá trị doanh nghiệp và tình hình kinh tế, tạo môi trường giúp Chính phủ thực hiện chính sách kinh tế vĩ mô. Chính thức xuất hiện tại Việt Nam vào năm 2000, sau hơn 15 năm hoạt động, TTCK Việt Nam vẫn còn non trẻ so với các nước trong khu vực như Malaysia (1960), Thái Lan (1962), Singapore (1973) do đó tính ổn định của thị trường chưa cao và chưa thực sự là “hàn thử biểu” của toàn bộ nền kinh tế. Trong thời gian qua, chúng ta đã chứng kiến những thăng trầm của TTCK thông qua chỉ số giá chứng khoán VN-Index, từ đó nhận thấy được những hạn chế của thị trường như tính thanh khoản thấp, sự tăng trưởng chưa tích cực do nhà đầu tư thường chạy theo phong trào, thị trường còn thiếu vắng các nhà đầu tư dài hạn, hệ thống các tổ chức trung gian hỗ trợ hoạt động còn nhiều hạn chế, khung pháp lý của thị trường còn nhiều bất cập Hiện nay các cơ quan ban ngành đã và đang tích cực đưa ra những giải pháp nhằm đưa TTCK về đúng với vai trò của nó đối với nền kinh tế, để làm được điều này, chúng ta cần đặt ra câu hỏi: những nguyên nhân nào làm cho TTCK Việt Nam diễn biến phức tạp như thời gian vừa qua và đâu là giải pháp hữu hiệu nhất? Có thể thấy những thông tin tiêu cực về kinh tế vĩ mô đã có tác động không nhỏ đến sự sụt giảm của TTCK trong thời gian vừa qua, và cũng có khi thị trường kinh tế khả quan nhưng điều đó lại không được nhìn thấy ở TTCK, như vậy câu hỏi đặt ra là giữa TTCK Việt Nam và các yếu tố kinh tế vĩ mô thật sự có mối tương quan nào không? Thực tế, trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu thực nghiệm liên quan đến vấn đề này. Cụ thể như: theo nghiên cứu năm 2009 của Asmy, Mohamed và cộng sự tại Malaysia giai đoạn trước và sau khủng hoảng (1987-1995 và 1999-2007) cho thấy lạm phát có tương quan thuận, cung tiền tương quan nghịch, còn tỷ giá hối đoái có tương quan thuận trong giai đoạn trước khủng hoảng và tương quan nghịch sau khủng hoảng với chỉ số giá chứng khoán; nghiên cứu của Adman Hussian tại thị trường Karachi 1
(Pakistan) năm 2009 cho thấy, trong dài hạn, các yếu tố chỉ số sản xuất công nghiệp, tỷ giá hối đoái, dự trữ ngoại hối, cung tiền và chỉ tiêu tổng tài sản cố định có tương quan thuận, lãi suất ảnh hưởng không đáng kể, còn lạm phát lại có tương quan nghịch với giá cổ phiếu; nghiên cứu tại thị trường chứng khoán Trung Quốc và Ấn Độ của Seyed Mehdi Hosseini. Zamri Ahmad và Yew Wah Lai năm 2011 có kết quả như sau: tại Trung Quốc giá dầu thô và cung tiền đồng biến với chỉ số giá chứng khoán trong dài hạn, tại Ấn Độ thì ngược lại, tuy nhiên trong ngắn hạn tại Trung Quốc giá dầu thô nghịch biến, cung tiền và lạm phát đồng biến với chỉ số giá chứng khoán và ở Ấn Độ cũng có kết quả ngược lại. Nhìn chung, có thể thấy các yếu tố kinh tế vĩ mô có tác động đến chỉ số giá chứng khoán. Tuy nhiên, tác động đó là khác nhau khi được nghiên cứu ở các nước khác nhau hoặc cùng một nước nhưng giai đoạn nghiên cứu khác nhau. Vì vậy, việc sử dụng các nghiên cứu ở các quốc gia khác trên thế giới áp dụng cho TTCK Việt Nam là không khả thi. Do đó, nghiên cứu thực nghiệm tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán khi sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian tại Việt Nam là điều vô cùng cần thiết. Đối với các nhà hoạch định chính sách, kết quả nghiên cứu này có thể là nguồn tham khảo giúp họ có được sự lựa chọn tối ưu nhất khi muốn tác động vào nền kinh tế theo đúng mục đích; còn đối với các nhà đầu tư thì việc nắm rõ mối quan hệ giữa giá chứng khoán với các biến kinh tế vĩ mô giúp họ có thể dự đoán được phần nào diễn biến của thị trường và đưa ra các quyết định hợp lý. Chính vì lý do đó, tôi đã chọn đề tài nghiên cứu: “Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index“ 1.2 Mục đích nghiên cứu  Mục tiêu chung Phân tích sự tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index trên Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE).  Mục tiêu cụ thể - Xác định các yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index. - Đo lường và đánh giá mức độ tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index. - Đưa ra một số khuyến nghị nhằm tạo điều kiện phát triển TTCK Việt Nam. 2
1.3 Câu hỏi nghiên cứu Với mục tiêu nghiên cứu như trên, luận văn tập trung trả lời các câu hỏi nghiên cứu sau: - Câu hỏi 1: Các yếu tố kinh tế vĩ mô nào tác động đến chỉ số giá chứng khoán VN- Index ? - Câu hỏi 2: Chiều hướng tác động và mức độ tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index ? - Câu hỏi 3: Những khuyến nghị nào có thể được đưa ra từ kết quả nghiên cứu nhằm phát triển TTCK Việt Nam ? 1.4 Phạm vi và đối tượng nghiên cứu  Đối tượng nghiên cứu - Các yếu tố kinh tế vĩ mô: lạm phát, lãi suất, cung tiền, tỷ giá hối đoái, giá dầu, giá vàng tác động lên chỉ số giá chứng khoán VN-Index. - Chỉ số giá chứng khoán VN-Index.  Phạm vi nghiên cứu - Đề tài nghiên cứu trên Sở Giao dịch chứng khoán TP.Hồ Chí Minh (HOSE). - Chỉ số giá chứng khoán VN-Index thu thập từ sàn HOSE trong giai đoạn từ tháng 1/2006 đến tháng 12/2015. - Dữ liệu được thu nhập từ các nguồn: Các chỉ tiêu tài chính của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF), Cục thông tin năng lượng Hoa Kỳ (EIA), Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, Ủy ban chứng khoán Nhà nước trong giai đoạn 2006 – 2015. 1.5 Phương pháp nghiên cứu Để thực hiện được mục tiêu nghiên cứu, đề tài sử dụng các phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng sau đây:  Nghiên cứu định tính Được sử dụng bằng cách thu thập các số liệu và thông tin liên quan để quan sát sự biến động của chỉ số giá chứng khoán VN-Index thông qua sự tác động của các biến kinh tế vĩ mô. Phân tích mỗi quan hệ giữa các biến và đưa ra đánh giá sơ bộ. 3
 Nghiên cứu định lượng Được sử dụng nhằm đo lường và đánh giá mối liên hệ giữa các biến, cho phép suy luận thống kê từ kết quả thu được từ các mẫu cho kết quả của tổng thể. Trong phạm vi bài nghiên cứu, tôi sử dụng chương trình Stata 13 để kiểm định các giả thuyết thông qua các phương pháp: kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng liên kết, mô hình véctơ hiệu chỉnh sai số VECM (phân tích mối quan hệ giữa các biến trong dài hạn), kiểm định tự tương quan. 1.6 Kết cấu đề tài: 5 chương - Chương 1: Giới thiệu - Chương 2: Tổng quan lý luận - Chương 3: Mô hình nghiên cứu - Chương 4: Kết quả nghiên cứu - Chương 5: Kết luận và khuyến nghị 4
CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ LUẬN 2.1 Lý luận chung về chỉ số giá chứng khoán 2.1.1 Khái niệm Chỉ số chứng khoán là số tương đối biểu hiện (bằng điểm), bằng sự quan hệ so sánh giữa giá cổ phiếu bình quân kỳ nghiên cứu (hiện tại) với giá bình quân kỳ gốc đã chọn (thường coi là 100 hoặc 1000). Chỉ số chứng khoán được cấu thành bởi 2 yếu tố là loại chứng khoán (trọng số) và giá của từng chứng khoán cấu thành. Ví dụ, ở Việt Nam, trong giai đoạn đầu chỉ số VN-Index là chỉ số duy nhất đại diện cho các cổ phiếu được niêm yết trên thị trường GDCK. Chỉ số này được tính theo phương pháp trọng số giá thị trường trên cơ sở các cổ phiếu được giao dịch; sau đó được mở rộng cho các trung tâm GDCK Hà Nội (HNX-Index)  Ý nghĩa Chỉ số giá chứng khoán phản ánh xu hướng vận động chung của toàn bộ thị trường nên nó là một thông tin không thể thiéu trong bất cứ một thông tin báo cáo nào về hoạt động giao dịch trên thị trường chứng khoán. Chỉ số giá chứng khoán cung cấp thông tin cho các nhà đầu tư phân tích và đánh giá thị trường chứng khoán một cách tổng quát khi cho thấy tình hình biến động giá chứng khoán cũng như của cả thị trường, là cơ sở để đưa ra những quyết định đầu tư mang tính chiến lược và dài hạn chứ không chỉ nhằm mục đích kiếm lời từ những biến động giá tạm thời. 2.1.2. Phương pháp tính chỉ số giá chứng khoán  Phương pháp Passcher Đây là loại chỉ số giá thông dụng nhất và nó là chỉ số giá bình quân gia quyền giá trị với quyền số là số luợng chứng khoán niêm yết thời kì tính toán: ̛ (q p ) I = n (q p ) ∑i=1 t t P n ∑t=1 t 0 Trong đó: 5
Ip: chỉ số giá Passcher pt: giá thời kỳ t p0: giá thời kỳ gốc qt: khối luợng (quyền số) thời điểm tính toán (t) hoạc co cấu của khối luợng thời điểm tính toán ̛ ̆ ̛ ̛ i: cổ phiếu i tham gia tính chỉ số giá n: số luợng cổ phiếu đua vào tính chỉ số ̛ ̛ Chỉ số giá bình quân Passcher là chỉ số giá bình quân gia quyền giá trị lấy quyền số là quyền số thời kỳ tính toán, vì vạy kết quả tính toán sẽ phụ thuọc vào co cấu quyền số (co cấu chứng khoán niêm yết) vào thờî kỳ tính toán. ̂ ̛ ̛ Các chỉ số KOSPI (Hàn Quốc), S&P 500 (Mỹ), ET-SE 100 (Anh), TOPIX (Nhạt), CAC (Pháp), TSE (Đài Loan), Hangseng (HongKong) và Vn-Index của Viẹt Nam áp̂ dụng phuong pháp này để tính chỉ số giá cổ phiếu. ̂ ̛ ̛  Phưong pháp Laspeyres ̛ Chỉ số giá bình quân Laspeyres là chỉ số giá bình quân gia quyền giá trị, lấy quyền số là số cổ phiếu nêm yết thời kỳ gốc. Nhu vạy, kết quả tính sẽ phụ thuọc vào co cấu quyền số thời kỳ gốc. ̛ ̂ ̂ ̛ (q p ) I = n (q p ) ∑i=1 0 t L n ∑i=1 0 0 Trong đó: IL: chỉ số giá bình quân Laspeyres pt: giá thời kỳ t p0: giá thời kỳ gốc 6
q0: khối luợng (quyền số) thời kỳ gốc hoạc co cấu của khối luợng (số luợng cổ phiếu niêm yết) thời̛ kỳ gốc. ̆ ̛ ̛ ̛ i: số cổ phiếu i tham gia tính chỉ số giá n: số luợng cổ phiếu đua vào tính chỉ số ̛ ̛ Có ít quốc gia sử dụng phuong pháp này, có thể tham khảo chỉ có chỉ số FAZ, DAX của Đức. ̛ ̛  Chỉ số giá bình quân Fisher Chỉ số bình quân Fisher là chỉ số bình quân nhân giữa chỉ số giá Passcher và chỉ số giá Laspayres. I = I I F � P L Trong đó: IF: chỉ số giá Fisher IP: chỉ số giá Passcher IL: chỉ số giá bình quân Laspayres Theo thống kê chua thấy quốc gia nào sử dụng phuong pháp tính chỉ số giá này. ̛ ̛ ̛  Phưong pháp số bình quân đon giản ̛ ̛ Phuong pháp này đon giản là lấy tổng thị giá của chứng khoán chia cho số chứng khoán tham̛ ̛gia tính toán: ̛ p I = n i=n1 i P ∑ Trong đó: 7
IP: giá bình quân pi: giá của chứng khoán i n: số luợng chứng khoán đua vào tính toán ̛ ̛ Các chỉ số Dow Jone của Mỹ, Nikkei 225 của Nhạt, MBI của Ý áp dụng phuong pháp này. Phuong pháp này phù hợp khi giá của các cổ phiếû tham gia niêm yết đồng ̛đềư hay đọ lẹch chuẩn̛ ̛ (s) của nó thấp. ̂ ̂  Phưong pháp bình quân nhân đon giản ̛ ̛ = 퐧 퐈퐏 �� 퐩퐢 퐢= Phuong pháp này nên áp dụng khi đọ lẹch chuẩn giá các chứng khoán khá cao. Các chỉ số ̛ Value̛ line của Mỹ, FT 30 của Anĥ áp̂ dụng phuong pháp bình quân nhân đon giản này. ̛ ̛ ̛ 2.2 Các yếu tố kinh tế vĩ mô tác động đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index 2.2.1 Tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái là công cụ để đo lường giá trị đồng tiền quốc gia này so với giá trị đồng tiền của quốc gia khác. Ngày 11/01/2007, Việt Nam chính thức gia nhập WTO, hoạt động ngoại thương phát triển và được đẩy mạnh, do đó tỷ giá có vai trò đáng kể trong thương mại quốc tế và dòng vốn đầu tư nước ngoài, vì vậy khi xảy ra rủi ro tỷ giá, lợi nhuận kinh doanh và hiệu quả đầu tư sẽ bị ảnh hưởng. Theo lý thuyết thì tỷ giá hối đoái có tác động trực tiếp đến doanh thu và lợi nhuận của các công ty xuất nhập khẩu. Cụ thể, đối với hoạt động xuất khẩu, trong trường hợp các điều kiện khác giữ nguyên, khi tỷ giá hối đoái tăng, có nghĩa là đồng nội tệ mất giá, thì giá hàng hóa dịch vụ của nước đó sẽ giảm đi tương đối so với nước ngoài. Dẫn đến 8
cầu về xuất khẩu hàng hóa dịch vụ nước đó sẽ tăng, cầu về hàng hóa nước ngoài sẽ giảm. Ngược lại, khi tỷ giá hối đoái giảm, tức là đồng nội tệ lên giá so với ngoại tệ, thì giá hàng hóa nội địa sẽ đắt hơn tương đối so với nước ngoài. Điều này sẽ làm hạn chế xuất khẩu, tăng nhập khẩu mở rộng cạnh tranh với hàng hóa sản xuất trong nước. Tình hình này có xu hướng làm cho cán cân thương mại bị thiếu hụt. Tuy nhiên, đây là cơ hội cho các nhà nhập khẩu, đặc biệt là nhập khẩu nguyên liệu, máy móc để phục vụ cho nhu cầu sản xuất trong nước. Tỷ giá hối đóai còn tác động đến hoạt động đầu tư quốc tế : - Đối với hoạt động đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (FDI): Tỷ giá hối đoái tác động tới giá trị phần vốn mà nhà đầu tư nước ngoài đầu tư hoặc góp vốn kinh doanh tính theo đồng tiền của nước ngoài đầu tư. Bên cạnh đó, tỷ giá còn tác động tới khoản lợi nhuận chuyển ra nước ngoài của nhà đầu tư và quá trình sản xuất kinh doanh của họ. Vì vậy, những biến động của tỷ giá hối đoái sẽ ảnh hưởng đến quyết định đầu tư từ phía đối tác nước ngoài. - Đối với đầu tư gián tiếp: Đây là loại hình đầu tư vào lĩnh vực mua bán, kinh doanh các loại chứng khoán. Khi tỷ giá hối đoái thay đổi nó sẽ tác động lên giá cả của các loại chứng khoán trên thị trường. Chẳng hạn, khi tỷ giá hối đoái tăng lên, các nhà đầu tư sẽ đổ dồn vào mua các loại chứng khoán niêm yết bằng đồng tiền lên giá đó để những biến động của tỷ giá ít ảnh hưởng đến quyền lợi của họ. Ngược lại, khi tỷ giá của một đồng tiền giảm, hay đồng tiền đó mất giá, các chủ đầu tư sẽ bán tháo các chứng khoán niêm yết bằng đồng tiền xuống giá để chuyển sang các loại hình đầu tư khác. Nếu điều này xảy ra, nó sẽ tác động tiêu cực không nhỏ đến nền kinh tế, đặc biệt là với các nước có thị trường chứng khoán phát triển. Đã có nhiều nghiên cứu cố gắng tìm ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán. Theo Dornbusch & Fisher (1980) có mối quan hẹ cùng chiều giữa tỷ giá và giá chứng khoán; theo Ong & Izan (1999), có mọt mối liên hệ yếu giữa tỷ giá và giá chứng khoán Úc cũng nhu các nuớc G7; Bahmani – Oskooeê và Sohrabian̂ (1992) lại cho rằng không có mối liên h̛ ẹ dài hạn̛ giữa giá chứng khoán và tỷ giá tại Mỹ; Tabak (2006) cho thấy tỷ giá và giá chứnĝ khoán có mối tuong quan nguợc chiều. Tại Viẹt Nam, kết quả nghiên cứu của Nguyễn Minh Kiều và cọn̛ g̛ sự (2013) không̛ tìm thấy mốî 9 ̂
liên hẹ nào giữa tỷ giá và giá chứng khoán, trong khi kết quả của Phan Thị Bích Nguyẹt và Phạm̂ Duong Phuong Thảo (2013) thì tác đọng này là nguợc chiều. ̂ ̛ ̛ ̛ ̛ ̂ ̛ 2.2.2. Giá dầu Luôn là ngành kinh tế mũi nhọn của Việt Nam trong nhiều năm qua, ngành Dầu khí đã có nhiều đóng góp vào sự nghiệp công nghiệp hóa, hiện đại hóa đất nước. Dầu khí không chỉ mang lại nguồn ngoại tệ lớn cho quốc gia mà còn là nguồn năng lượng quan trọng nhất hiện nay cho sự phát triển kinh tế. Dầu khí là nguồn năng lượng quan trọng bậc nhất đang đóng góp 64% (tính đến thời điểm tháng 9/2012) tổng năng lượng đang sử dụng toàn cầu. Mặc dù tổng kim ngạch xuất khẩu đang giảm dần song ngành dầu khí Việt Nam vẫn là đơn vị duy trì mức đóng góp khoảng 18-22% tổng GDP. Nghiên cứu của Jones và Kaul (1996) kiểm tra ảnh huởng của giá dầu lên thu nhạp chứng khoán ở Mỹ (1947 – 1991), Nhạt (1970 – 1991) và Anh̛ (1962 – 1981) đã chỉ râ tác đọng trái chiều của giá dầu lên thu nĥ ạp chứng khoán ở các quốc gia này. Nghiên cứu của Goswamî và Jung (1997) tại Hàn Quốĉ cũng cho rằng giá dầu ảnh huởng tiêu cực đến giá chứng khoán, nghiên cứu của Tunali (2010) tại Thổ Nhĩ Kỳ lại cho kết̛ quả nguợc lại mạc dù cả hai nuớc này đều nhạp khẩu dầu thô. Ngoài ra có mọt số nghiên cứu khác̛ cho ra haĭ kết quả khác̛ nhau nhu nghiên̂ cứu của Gan và cọng sự (2006)̂ cho rằng giá dầu sẽ ảnh huởng tích cực tới chỉ số ̛ giá chứng khoán ở các nuớĉ xuất khẩu dầu thô, và tác đọng tiêu cực̛ đến các nuớc nhạp khẩu dầu thô. ̛ ̂ ̛ ̂ Về lý thuyết thì giá dầu tăng dẫn đến chi phí đầu vào của các ngành kinh tế tang làm cho lợi nhuận kỳ vọng của các doanh nghiệp và niềm tin của nhà đầu tư về giá trị doanh nghiệp trong tương lai bị sụt giảm và kết quả là sụt giảm giá chứng khoán. Tuy nhiên, nếu đứng ở góc độ các doanh nghiệp hoạt động khai thác dầu mỏ và các hoạt động dịch vụ liên quan, khi giá dầu tang lên giúp cho lợi nhuận tăng và tăng giá chứng khoán. Theo khảo sát của El – Sharif (2005) về nhóm chứng khoán của các công ty khí đốt – dầu mỏ ở Anh (1989 – 2001) cũng phát hiẹn sự gia tang trong giá dầu sẽ làm tang thu nhạp của các công ty này. ̂ ̆ ̆ ̂ 10
2.2.3. Lãi suất Hiện nay, các nghiên cứu về mối quan hệ giữa lãi suất và chỉ số giá chứng khoán vẫn chưa có một kết quả rõ ràng. Mukherjee & Naka (1995) đã chỉ ra sự thay đổi của lãi suất trái phiếu chính phủ dù trong ngắn hạn hay dài hạn đều ảnh huởng đến lãi suất phi rủi ro danh nghĩa và qua đó ảnh huởng đến lãi suất chiết khấu và TTCK.̛ Reily & Brown (2000) cho rằng dòng tiền vào TTCK̛ có thể thay đổi theo lãi suất và cũng không chắc chắn rằng nó sẽ tang hay giảm khi lãi suất thay đổi theo mọt huớng nào đó. Patanapakorn & Sharma (2007) ̆ lại cho thấy mối quan hẹ tích cực giữa lãî suất̛ ngắn hạn và giá chứng khoán. ̂ Lãi suất thấp cũng là điều kiẹn để kênh đầu tu chứng khoán trở nên hấp dẫn hon bởi nhà đầu tu sẽ không còn mạn mà̂ với các khoản ̛đầu tu có lãi suất cố định nhu trái̛ phiếu, gửi tiền ̛ ngân hàng và có̆ xu huớng vay vốn chi phí̛ thấp để chuyển qua đầư tu trên thị truờng chứng khoán với kỳ vọng̛ lợi nhuạn cao và điều này làm cho giá cổ phiếu ̛ tang. ̛ ̂ ̆ Nguợc lại khi lãi suất tang: ̛ ̆ - Các kênh đầu tu có tính an toàn cao nhu gửi tiền ngân hàng, đầu tu vàng lại đuợc ua chuọng nên lư ợng tiền đầu tu trên thị ̛truờng chứng khoản giảm và̛ kéo theo đớ giá̛ cổ phiếû cũng̛ giảm; ̛ ̛ - Lãi suất tang có tác dụng thu hút nguồn vốn ngoại tẹ đổ vào, gián tiếp làm cho đồng nọi tẹ̆ tang giá và tác đọng làm giảm tỷ giá hối đoái,̂ các DN xuất khẩu trong truờng hợp̂ ̂ này̆ sẽ gạp khó khâ n khi hàng hóa của họ trở nên đắt đỏ cọng với chi phí̛ vốn tang lên, hẹ q̆uả là doanh̆ thu và lợi nhuạn kỳ vọng giảm và ảnh hû ởng đến giá cổ phiếŭ của DN;̂ ̂ ̛ - Lãi suất tang lên khiến doanh nghiẹp gạp khó khan trong hoạt đọng kinh doanh vì chi phí vốn̆ tang cao, doanh nghiẹp bắt̂ buọ̆ c hoạc phảĭ giảm các khoả̂ n đầu tu tang truởng hoạc chấp̆ nhạn chi phí vốn̂ bình quân̂ tăng lên, kết quả là lợi nhuạn giảm,̛ ̆ giá̛ trị doanh̆ nghiẹp giảm̂ và giá cổ phiếu giảm theo.̆ ̂ ̂ 11
2.2.4. Lạm phát Lạm phát là sự tăng mức giá chung của hàng hóa và dịch vụ theo thời gian và sự mất giá trị của một loại tiền tệ. Khi so sánh với các nước khác thì lạm phát là sự giảm giá trị tiền tệ của một quốc gia này so với các loại tiền tệ của quốc gia khác. Kết quả nghiên cứu của Fama và Schwert (1977), Nelson (1976) và DeFina (1991) đều cho rằng quan hẹ giữa lạm phát và giá chứng khoán là nghịch biến. Lạm phát có thể tác đọng đến tâm lý nhà̂ đầu tu cũng nhu giá trị các khoản đầu tu trên thị truờng chứng khoán.̂ Cụ thể khi lạm phát tang ̛ cao, đồng̛ tiền bị mất giá, nhà đầu tư có xu huớng̛ chuyển qua đầu tu các tài sản khác ̆ nhu vàng, ngoại tẹ, lúc này thị truờng̛ chứng khoán̛ giảm điểm. Và khi̛ dòng tiền chảy vàơ chứng khoán giảm,̂ doanh nghi̛ ẹp thiếu vốn đầu tu và tang truởng chạm, giá cổ phiếu của doanh nghiẹp giảm. Lạm phát tâ ng cũng làm gia ta̛ ng chĭ phí ̛đầu vào,̂ doanh nghiẹp buọc phải tang giá̂ bán để đảm bảo ̆ kế hoạch lợi nhuặ n. Nếu giá bán tang quá cao, ngûời tiêû dùng sẽ̆ chuyển qua sử dụng sản phẩm thay thế kháĉ làm doanh thu ̆ tiêu thụ giảm và̛ lợi nhuạn doanh nghiẹp không đạt đuợc nhu kế hoạch dẫn đến giá chứng khoán giảm, chi trả cổ tứĉ khó khan. ̂ ̛ ̛ ̆ Kết quả nghiên của tại New Zealand (1990 – 2003) của Christopher Gan, Minsoo Lee, Hua Hwa Au Yong, Jun Zhang (2006) và tại Viẹt Nam (2004 – 2011) của Nguyễn Minh Kiều và cọng sự (2013) cho thấy lạm phát và TTCK̂ có mối quan hẹ nguợc chiều. Tuy nhiên, kết quả̂ nguợc lại đuợc chứng minh trong các nghiên cứu củâ M̛ ohamed Asmy, Wisam Rohilina, ̛Aris Hassama̛ và Md Fouad (2009) tại Malaysia (1987 – 2007). Vì vạy, mối quan hẹ giữa lạm phát và cổ phiếu là mọt câu hỏi thực nghiẹm khó có câu trả lời chínĥ xác và mốî quan hẹ này sẽ thay đổi theo thờî gian. ̂ ̂ 2.2.5. Cung tiền Cung tiền là luợng tiền cung cấp cho nền kinh tế nhằm đáp ứng nhu cầu mua hàng hóa, dịch vụ, tài sản của̛ các cá nhân và doanh nghiẹp (không kể các tổ chức tín dụng). ̂ 12
Hình 2.1. Cung ứng tiền tệ Nguồn: cfoviet.com Trong đó: - M0 = Tổng luợng tiền NHTW phát hành đang đuợc luu thông (tiền co sở) ̛ ̛ ̛ ̛ - M1 = M0 + tiền mà các NHTM gửi tại NHTW (tiền mạnh) - M2 = M1+ chuẩn tẹ (tiền gửi tiết kiẹm, tiền gửi có kỳ hạn tại các tổ chức tín dụng) ̂ ̂ - M3 = M2 + tất cả các khoản tiết kiẹm khác gửi tại các tổ chức tín dụng (trái phiếu, quốc gia, tín phiếu ) ̂ - M4 (áp dụng ở Anh) = M0 + tiền trong tài khoản các loại Tính thanh khoản theo nghĩa rộng = M3 + các trái phiếu + các khoản đầu tư tín thác Nghiên cứu của Friedman và Schwartz (1963) đã đưa ra những giải thích đầu tiên về mối quan hệ giữa cung tiền và chứng khoán, theo đó một sự gia tăng trong cung tiền sẽ làm gia tăng tính thanh khoản và tín dụng cho người mua cổ phiếu dẫn đến giá các chứng khoán tăng cao hơn. Chính sách tiền tệ mở rộng: 13
Khi Chính phủ sử dụng chính sách này, lượng cung tiền tăng lên sẽ dẫn đến một sự gia tăng trong tiêu dùng hàng hóa cũng như gia tăng việc sử dụng các tài sản tài chính bao gồm chứng khoán. Ảnh hưởng trực tiếp từ động thái này chính là sự vượt trội của thanh khoản trên TTCK và lãi suất nền kinh tế giảm xuống, từ đó giảm lãi suất chiết khấu của chứng khoán, làm tăng giá kỳ vọng và tăng thu nhập. Tuy nhiên có các nghiên cứu như của Cooper (1974) và Nozar – Taylor (1988) lại đưa ra kết quả cho rằng không có mối quan hệ nào giữa chứng khoán và cung tiền cho dù chính sách mở rộng được thực hiện. Chính sách tiền tệ thắt chặt: Chính sách này gây bất lợi cho TTCK vì một số nguyên nhân sau: thứ nhất, nó làm giảm giá của chứng khoán do làm tăng lãi suất chiết khấu trong các mô hình định giá; thứ hai, nó làm cho các chứng khoán có thu nhập cố định trở nên hấp dẫn hơn; thứ ba, làm tăng chi phí hoạt động và từ đó ảnh hưởng đến lợi nhuận của doanh nghiệp; thứ tư, làm giảm xu hướng vay mượn để đầu tư và chứng khoán. Tuy nhiên, nghiên cứu của Maysami và Koh (2000) đã chứng minh rằng có mối quan hệ cùng chiều khi Chính phủ thắt chặt tiền tệ và tỷ suất sinh lời cổ phiếu ở TTCK Singapore do NĐT tin tưởng các chính sách hiện tại của Chính phủ sẽ đem lại hiệu quả tốt cho nên kinh tế. Nghiên cứu thực nghiẹm Adman Hussian, Irfan Lal, Muhammad Mubin (2009) tại Pakistan, Seyed Mehdi Hosseini,̂ Zamri Ahmad & Yew Wah Lai (2011) tại Trung Quốc và Nguyễn Minh Kiều và cọng sự (2013) tại Viẹt Nam đều có kết quả có tồn tại mối quan hẹ cùng chiều giữa cung tiền̂ và chỉ số giá chứnĝ khoán. Các nghiên cứu của Asmy Mohamed,̂ Rohilina Wisam, Hassama Aris và Fouad Md (2009) tại Malaysia, Christopher Gan, Minsoo Lee, Hua Hwa Au Yong, Jun Zhang (2006) tại New Zealand đã chứng minh điều nguợc lại. ̛ Vì vạy, theo Mukherjee và Naka (1995) ảnh huởng của cung tiền lên giá chứng khoán là mọt̂ câu hỏi thực nghiẹm, những nghiên cứu thực̛ nghiẹm ở các thị truờng khác nhau sẽ cho ̂ ra những kết quả kháĉ nhau, có mối quan hẹ cùng ̂chiều, nguợc chiềư hay thạm chí không có mối quan hẹ nào giữa TTCK và cung tiền̂ là điều hoàn toàn̛ có thể xảy ra. ̂ ̂ 14
CHƯƠNG 3: MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 3.1. Dữ liệu nghiên cứu Từ những mô hình đã đề cập ở chương tổng quan lý luận, tác giả tiến hành nghiên cứu tác động của các biến kinh tế vĩ mô: tỷ giá, giá dầu, giá trị sản xuất công nghiệp, lãi suất, lạm phát và cung tiền đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Tại Việt Nam, TTCK chỉ mới hoạt động được 16 năm nên việc lấy dữ liệu theo năm là không phù hợp, do đó tác giả sử dụng dữ liệu theo tháng. Điều này góp phần phản ánh trung thực hơn sự biến động của các chỉ số. Do gặp phải nhiều khó khăn trong việc thu thập số liệu theo tháng của các biến nghiên cứu chỉ số sản xuất công nghiệp và lạm phát nên tác giả thực hiện nghiên cứu giai đoạn từ tháng 01/2006 đến tháng 07/2014 tức là có 103 quan sát cho mỗi biến nghiên cứu. Chỉ số giá chứng khoán VN-Index được thu thập từ Sở giao dịch chứng khoán TP.HCM. Các biến kinh tế vĩ mô được thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam và hệ thống các chỉ tiêu tài chính của Quỹ tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF), Cục thông tin năng lượng Hoa Kỳ (EIA) 3.2. Mô tả các biến Bài nghiên cứu bao gồm các biến sau:  Biến phụ thuọc (Chỉ số giá chứng khoán): • Biến chỉ số̂ giá chứng khoán Vn-Index (VNI)  Biến đọc lạp (Biến kinh tế vĩ mô): • Tỷ giá̂ hốî đoái danh nghĩa VND/USD (EX) – đại diẹn cho yếu tố tỷ giá hối. • Giá dầu thế giới (OP) – đại diẹn cho yếu tố giá dầu. ̂ • Lãi suất cho vay (LR) – đại diệ n cho yếu tố lãi suất. • Chỉ số giá tiêu dung (CPI) – đạî diện cho yếu tố lạm phát. • Cung tiền (M2) – đại diện cho yếu tố cung tiền 15
 Đo luờng các biến: - Vn-Index:̛ Chỉ số giá chứng khoán Vn-Index đuợc tính là trung bình giá đóng cửa các ngày trong tháng trên sàn HOSE. ̛ 100 P Q VN Index = Pn Q ∗ ∑i=1 1i 1i − n ∑i=1 0i 0i Trong đó: P : Giá hiện hành của cổ phiếu i 1i Q : Khối lượng đang lưu hành (khối lượng niêm yết) của cổ phiếu i 1i P : Giá của cổ phiếu i thời kì gốc 0i Q : Khối lượng của cổ phiếu i tại thời kì gốc 0i - EX: Viẹt Nam có giao thuong nhiều với các quốc gia trên thế giới nên có nhiều loại tiền ̂ nuớc ngoài giao dịch̛ ̛ tại Viẹt Nam, tuy nhiên USD Mỹ vẫn là đồng tiền chiếm tỷ trọng̛ lớn nhất trong các hoạt̂ đọng giao thuong cũng nhu là cất trữ ngoại tẹ của nguời dân. Do đó tác giả chọn tỷ̂ giá hối đoái̛ ̛ danh nghĩa̛ song phuong VND/USD̂ ̛ đại diẹn cho thị truờng ngoại hối. Số liẹu đuợc thu thạp là trung bình̛ ̛ tỷ giá VND/USD hànĝ ngày tại ngân̛ hàng Nhà nuớc Việ t Nam.̛ ̂ - OP: trung bình giá dầu thô FOB giao ngay mỗi ̛ngày trên̂ thế giới. Số liẹu thu thạp từ Cục Thông Tin Nang Luợng Hoa Kỳ (EIA). ̂ ̂ - LR: Lãi suất cho vay̆ đuợc̛ chọn làm biến đại diẹn cho giá cả thị truờng. Số liẹu đuợc thu thạp từ Quỹ tiền̛ tẹ Quốc tế (IFS-IMF). ̂ ̛ ̂ - CPI:̛ chỉ số giá̂ tiêu dùng làm̂ biến đại diẹn cho lạm phát. Số liẹu đuợc thu thạp từ Quỹ tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF) ̂ ̂ ̛ ̂ - M2: cung tiền M2, số liẹu đuợc thu thạp từ Quỹ tiền tẹ Quốc tế (IFS-IMF) ̂ ̛ ̂ ̂ 16
Bảng 3.1. Tóm tắt các biến nghiên cứu STT Tên biến nghiên cứu Ký hiệu Đơn vị Nguồn dữ liệu 1 Chỉ số giá chứng khoán VNI Điểm Sở GDCK VN-Index TPHCM (HOSE) 2 Tỷ giá hối đoái EX VND/USD Ngân hàng Nhà nước Việt Nam 3 Giá dầu OP USD/Barrel Cục thông tin năng lượng Hoa Kỳ (EIA) 4 Lãi suất cho vay LR % Quỹ tiền tệ quốc tế (IFS- IMF) 5 Lạm phát CPI % Quỹ tiền tệ quốc tế (IFS- IMF) 6 Cung tiền M2 VNĐ Quỹ tiền tệ quốc tế (IFS- IMF) Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 3.3. Giả thiết nghiên cứu Giả thiết 1: Tỷ giá có tưong quan dưong với chỉ số Vn-Index ̛ ̛ Giả thiết dựa vào nghiên cứu của Dornbusch & Fisher (1980) cho rằng có mối 17
quan hẹ cùng chiều giữa tỷ giá và giá chứng khoán, lý luạn của hai ông cho rằng mọt khi đồng tiền̂ trong nuớc đuợc định giá thấp sẽ làm cho nhữnĝ doanh nghiẹp trong nuớc ̂tang tính cạnh tranh, kết̛ quả̛ làm gia tang hoạt đọng xuất khẩu, điều này làm̂ cho giá̛ chứnğ khoán của họ tang lên. ̆ ̂ ̆ Giả thiết 2: Giá dầu có tưong quan dưong với chỉ số Vn-Index ̛ ̛ Giả thiết dựa vào nghiên cứu của Gan & Lee (2006) Giả thiết 3: Lãi suất có tưong quan âm với chỉ số Vn-Index ̛ Theo Fama (1981) và Gan & Lee (2006) lãi suất tang lên sẽ tạo áp lực giảm giá chứng khoán. ̆ Giả thiết 4: Lạm phát có tưong quan âm với chỉ số Vn-Index ̛ Kinh nghiẹm của các nuớc phát triển cho thấy lạm phát và thị truờng chứng khoán có mối quan hẹ ngû ợc chiều. Th̛ ạt vạy, nghiên cứu của Leeb & Conard ̛ (1996) tại TTCK Mỹ giai đoạn 1929̂ ̛– 1981 chỉ ra ̂ mốî liên hẹ: “Lạm phát tang cao luôn là kẻ thù của thị truờng cổ phiếu”; và giả thiết này cũng dựa theô mọt số kết ̆ quả nghiên cứu đáng tin cạy như : Kết quả nghiên cứu của Fama và Schwert (1977),̂ Nelson (1976) và DeFina (1991). ̂ ̛ Giả thiết 5: Cung tiền có tưong quan dưong với chỉ số Vn-Index ̛ ̛ Hầu hết các nghiên cứu đều chỉ ra mọt cú sốc cung tiền tích cực sẽ dẫn đến sự gia tang trong giá cổ phiếu nhu nghiên cứu củâ Mukherjee & Naka (1995); Chen, Roll & Ross̆ (1986); Wong (2005). ̛Các tác giả cho rằng nếu cung tiền tang sẽ giúp kích thích tăng trưởng kinh tế, từ đó gây phản ứng tốt lên thị trường chứng khoán.̆ 18
Bảng 3.2. Tóm tắt kỳ vọng tương quan giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và TTCK Biến độc lập Dấu kỳ vọng Biến phụ thuộc Tỷ giá + Giá dầu + Lãi suất - VN-Index Lạm phát - Cung tiền + Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 3.4. Mô hình nghiên cứu Sau khi tham khảo các nghiên cứu đã được đề cập ở chương 2, tác giả sử dụng mô hình nghiên cứu của Mohamed Asmy, Wisam Rohilina, Aris Hassama & Md. Fouad “Effects of Macroeconomic Variables on Stock Prices in Malaysia: An Approach of Error Correction Model” (2009) để xây dựng mô hình nghiên cứu cho luận văn vì: thứ nhất, nghiên cứu đã xác định được mối quan hệ trong dài hạn và chiều hướng tác động giữa chỉ số giá chứng khoán với các yếu tố kinh tế vĩ mô (tỷ giá, lạm phát và cung tiền); thứ hai, Malaysia là quốc gia đang phát triển và cũng thuộc Đông Nam Á giống như Việt Nam, bên cạnh đó chỉ số giá chứng khoán được chọn của bài nghiên cứu trên (Kuala Lampur Composite Index – KLCI) là chỉ số chính của thị trường chứng khoán Malaysia tại thời điểm nghiên cứu (tương tự VN-Index). Bên cạnh 3 yếu tố kinh tế vĩ mô được đề cập đến trong bài nghiên cứu trên là lạm phát (CPI), cung tiền (M2) và tỷ giá hối đoái (EX), tác giả bổ sung thêm các yếu tố quan 19
trọng được đánh giá sẽ có ảnh hưởng đáng kể đến TTCK Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu và thời gian sắp tới: - Lãi suất (LR): lãi suất có vai trò hết sức quan trọng đến nền kinh tế. Các nghiên cứu của Gan & Lee (2006), Muhammad Hussain & cộng sự (2012), Abdul Rafay Farah Naz & Saman Rubab (2014) đã chỉ ra mối quan hệ giữa lãi suất và TTCK, và ở những TTCK khác nhau tại thời điểm khác nhau đã có kết quả không giống nhau. Có một số lý luận cho rằng cung tiền và lãi suất có quan hệ nghịch biến, nên khi nghiên cứu tác động của 2 biến này lên chỉ số giá chứng khoán thường cho kết quả ngược nhau, nên chỉ cần nghiên cứu một biến hoặc lãi suất hoặc cung tiền là đủ. Tuy nhiên, một số kết quả nghiên cứu đã chứng mình điều ngược lại, ví dụ như nghiên cứu của tác giả như Muhammad Hussain & cộng sự (2012), Gan & Lee (2006), đó là lãi suất và cung tiền có cùng hướng tác động đến TTCK. Chính vì vậy việc đưa biến lãi suất vào mô hình nghiên cứu để xem xét rõ hơn mối quan hệ của nó với TTCK ở Việt Nam là điều cần thiết. - Giá dầu (OP): hiện nay Việt Nam có nền kinh tế đang phát triển và là nước xuất khẩu dầu thô, TTCK ở Việt Nam vẫn còn non trẻ nên sẽ phụ thuộc rất nhiều vào sự thay đổi của giá dầu. Các nghiên cứu trên thế giới như Gan & Lee (2006), Seyed Hosseini & cộng sự (2011), Dadgar & Nazari (2012) và tại Việt Nam như Phan Thị Bích Nguyệt (2013) đều cho thấy giá dầu có tác động đến TTCK, tuy nhiên chưa có kết quả nào được thống nhất. Các biến trong bài nghiên cứu này sẽ được sử dụng dưới dạng Logarith tự nhiên nhầm tăng tính ổn định và thuận tiện hơn trong việc nhận dạng và phân tích dữ liệu. Để kiểm tra tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến chỉ số giá chứng khoán VN-Index, mô hình được áp dụng có dạng như sau : LnVNI = + LnEX + LnOP + LnLR + LnCPI + LnM2 + 0 1 2 3 4 5 Trong đó : α α α α α α π - LnVNI: chỉ số giá VN-Index - LnEX: tỷ giá hối đoái - LnOP: giá dầu - LnLR: lãi suất cho vay 20
- LnCPI: lạm phát - LnM2: cung tiền - π: sai số và các biến chưa nghiên cứu trong mô hình. 3.5. Các phương pháp kiểm định 3.5.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Tests) Để tránh kết quả hồi quy giả mạo thì việc kiểm tra tính dừng là điều cần thiết. Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm định quan trọng khi phân tích tính dừng của chuỗi thời gian. Bằng cách dùng kiểm định đơn vị có thể kết luận chuỗi có tuân theo bước ngẫu nhiên hay không, nếu là bước ngẫu nhiên chuỗi sẽ không dừng. Trong bài nghiên cứu này, tác giả sử dụng 2 phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị đó là Augumented Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP). Nếu số hạng u là tự tương quan, thì ADF được sử dụng. Nếu không thì ta chỉ có thể sử dụng DF. t Dickey-Fuller (1979) đã nghiên cứu quá trình tự hồi quy AR(1) Y = Y + u t ρ t−1 t Trong đó u là số hạng chỉ sai số ngẫu nhiên xuất phát từ các giả định cổ điển rằng nó có giá trị trung tbình bằng 0, phương sai là hằng số và không tự tương quan. Giả thuyết: H0 : ρ = 1 thì Yt có nghiẹm đon vị, là mọt chuỗi thời gian không dừng. ̂ ̛ ̂ H1: ρ = 0 thì chuỗi thời gian là dừng. Ta biến đổi Y = Y Y = ( -1) Y + ut ∆ t t − t−1 ρ t−1 Y = Y + u ∆ t δ t−1 t Giả thuyết: H0 : δ < 0 thì Yt là chuỗi không dừng – hay nghiệm đơn vị 21
H1: δ = 0 thì chuỗi thời gian là dừng. Tiêu chuẩn DF đuợc áp dụng cho các mô hình sau đây: ̛ Y = Y + u ∆ t δ t−1 t Y = + Y + u ∆ t β1 δ t−1 t Y = + t + Y + u ∆ t β1 β2 δ t−1 t Trong đó t là biến xu huớng hoạc biến thời gian. Trong mỗi truờng hợp giả thuyết δ = 0 là chuỗi không dừng. ̛ ̆ ̛ Để kiểm định H0 ta so sánh giá trị thống kê τ tính toán với giá trị thống kê τ tra bảng DF. Kiểm định DF giả định rằng các số hạng u t không tuong quan. ̛ ̛ Nếu số hạng ut là tự tuong quan, do thiếu biến nên nguời ta thuờng sử dụng kiểm định DF mở rọng là ADF nhu ̛sau:̛ ̛ ̛ ̂ ̛ Y = + t + Y + Y + q ∆ t β1 β2 δ t−1 αi ∑i=1 ∆ t−1 εt Khi đó: Nếu | | tính toán > | | = giá trị ADF => không bác bỏ giả thuyết H0 , chuỗi thời gian không dừng.τα τ Nếu | | tính toán bác bỏ giả thuyết H0 , chuỗi thời gian dừng. τα τ Phillips và Perron đã nới lỏng giả thiết của Dickey-Fuller. Giả thiết rằng Yt được cho bởi: Y = + Y + u (1) ∆ t β1 δ t−1 t Phillips và Perron giả thiết rằng ut là quá trình MA(1). u = + , ~ IID t t t−1 t ε θ22ε ε
Phương pháp PP hiệu chỉnh = /Se( ) bằng cách như sau: τ δ� δ� Đặt: = + 2 (1 ) q j ω� γ0 ∑j=1 − q+1 γj Trong đó: = , q là độ dài của trễ q etet−1 j t=j+1 n γ ∑ / = Thống kê 1 2 2 γ0 tb �ω� −γ0�nSb τpp ω� − 2ω�S tb, Sb là thống kê t và sai số tiêu chuẩn của ; S là sai số tiêu chuẩn của hàm hồi quy (1). δ� Các giá trị tới hạn, quy tắc quyết định được cho giống như ADF. 3.5.2. Kiểm định đồng liên kết (Cointegration Tests) Viẹc hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thuờng dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo. Tuy ̂nhiên, theo Engle và Granger (1987) cho rằng̛ nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể là mọt chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không dừng đó đuợc cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến̂ tính dừng đuợc gọi là phuong trình đồng liên kết và̛ có thể đuợc giải thích nhu mối quan hẹ cân bằng ̛dài hạn giữa ̛các̛ biến. Nói cách khác, nếu phần ̛du trong mô hình̛ hồi quy giữâ các chuỗi thời gian không dừng là mọt chuỗi dừng, thì kết ̛ quả hồi quy là thực và thể hiẹn mối quan hẹ cân bằng dài hạn giữa cáĉ biến trong mô hình. Với mục đích xác định xem̂ mọt nhóm ̂các chuỗi không dừng có đồng liên kết hay không, tác giả sử dụng phuong pháp ̂ kiểm định đồng liên kết Johansen (1991): ̛ ̛ Giả thuyết: H0 : không có đồng liên kết H1 : có đồng liên kết - Nếu Trace value hoạc Maximum Eigenvalue không bác bỏ giả thuyết H 0 (tức khônğ có đồng liên kết). 23
- Nếu Trace value hoạc Maximum Eigenvalue > Critical value => bác bỏ giải thuyết H 0 (tức có tồn tại đồnğ liên kết). Nếu có ít nhất mọt vécto đồng liên kết giữa các biến tức là tồn tại mọt mối quan hẹ dài hạn giữa các biến phụ̂ thuọc̛ và các biến đọc lạp, lúc này mối quan hẹ nhân̂ quả giữâ các biến này có thể đuợc xác địnĥ bằng các uớc ̂ luợnĝ VECM. ̂ ̛ ̛ ̛ 3.5.3. Mô hình vecto hiệu chỉnh sai số (VECM) Trong phân tích hồi quy với các biến là chuỗi thời gian không dừng, ta lấy sai phân của chúng cho đến khi có đuợc chuỗi dừng. Tuy nhiên khi hồi quy các giá trị sau khi lấy sai phân thuờng có thể bỏ sót̛ những thông tin dài hạn trong mối quan hẹ giữa các biến. Vì vạy, khi hồi̛ quy những mô hình đã lấy sai phân phải có thêm phần du E.̂ ̂ ̛ Xét mô hình: Y = + X + E + ∆ t α0 α1∆ t δ t−1 εt E là phần mất cân bằng. δ t−1 Mô hình VECM là mọt dạng của mô hình Var tổng quát, đuợc sử dụng trong truờng hợp chuỗi dữ liẹu là khônĝ dừng và chứa đựng mối quan hẹ đồng̛ kết hợp. ̛ ̂ ̂ 3.5.4. Kiểm định tự tương quan phần dư từ mô hình VECM Hậu quả khi mô hình có hiện tượng tự tương quan là : • Phương sai các hệ số ước lượng thu được bằng phương pháp OLS là chệch. • Kết luận từ bài toán xây dựng khoảng tin cậy là không đáng tin cậy và thường là bé hơn so với khoảng tin cậy đúng. • Kết luận từ bài toán kiểm định giả thuyết thống kê về các hệ số là không đáng tin cậy. Xét mô hình hồi quy chuỗi thời gian sau đây: 24
= + +. . + + (1) 푌푡 훽1 훽2 2푡 훽 푡 푡 Trong đó các biến giải thích có thể bao gồm các biến trễ của biến giải thích khác hoặc biến trễ của biến phụ thuộc. Khi mô hình (1) có hiện tượng tự tương quan, nghĩa là sai số ngẫu nghiên u tại các thời điểm khác nhau là có tương quan với nhau và khi đó có thể biểu diễn như sau: Tự tương quan bậc 1 Sai số ngẫu nhiên được gọi là có tự tương quan bậc 1 nếu có thể biểu diễn được dưới dạng: = + 푡 (2) 푡 휌1 푡−1 휀푡 Trong đó là nhiễu trắng. 휀푡 Khi 0 : mô hình có tự tương quan bậc 1 dương. 휌1 Khi = 0 : mô hình không có tự tương quan 휌1 Tự tương quan bậc p Sai số ngẫu nghiên được gọi là tự tương quan bậc p nếu có thể viết được dưới dạng: 푡 = +. . + + 푡 휌1 푡−1 휌 푡− 휀푡 25
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Phân tích thống kê mô tả 4.2.1. Phân tích biến động của chỉ số giá chứng khoán VN-Index Đồ thị 4.1. Diễn biến của VN-Index giai đoạn 2006 - 2015 1200.00 1000.00 800.00 Điểm 600.00 400.00 200.00 0.00 2006m1 2006m5 2006m9 2007m1 2007m5 2007m9 2008m1 2008m5 2008m9 2009m1 2009m5 2009m9 2010m1 2010m5 2010m9 2011m1 2011m5 2011m9 2012m1 2012m5 2012m9 2013m1 2013m5 2013m9 2014m1 2014m5 2014m9 2015m1 2015m5 2015m9 VNI Nguồn: Sở GDCK TP.HCM  Diễn biến TTCK từ nam 2006 đến 2015: ̆ Nam 2006 đuợc xem nhu là buớc khởi đầu cho những phát triển ấn tuợng của thị truờng chứnğ khoán.̛ Chỉ số VN̛-Index̛ tang vọt từ 305 điểm vào cuối nam 2005̛ lên đến 751̛ điểm cuối nam 2006, trong nam này̆ VN-Index cũng xác lạp kỷ ̆ lục mới ở mốc 809,86 điểm và tính̆ chung cả nam ̆ chỉ số này có mức tang truởnĝ hon 140%. Trước những diễn biến của chỉ số VN-Index,̆ số lượng công ty niêm̆ yế̛t cũng ̛tăng mạnh, đến 31/12/2006, đã có 106 công ty niêm yết tại TTGDCK TP.HCM, tăng 74 công ty so với 26
cuối năm 2005. Để có đuợc những buớc phát triển này, chúng ta cũng phải xét đến tác đọng của kinh tế vĩ mô, GDP̛ nam 2006̛ tang 8,23%, giá trị sản xuất công nghiẹp tang 17%̂ so với nam 2005. Bên cạnh ̆đó, nam 2006̆ cũng có những sự kiẹn nổi bạt nhû Vĭ ẹt Nam đuợc kết ̆nạp là thành viên thứ 150̆ của tổ chức thuong mại thế giớî WTÔ cũng̛ như̂ sự kiện ̛tổ chức thành công Hội nghị cấp cao APEC. Cả̛ hai̛ sự kiện này đã và đang tiếp tục tạo được ấn tượng tốt đối với các nhà đầu tư nước ngoài và đó là tín hiệu cho những làn sóng đầu tư trực tiếp và cả gián tiếp hứa hẹn sẽ đổ vào Việt Nam. Vào ngày 01/01/2007, Luật Chứng khoán có hiệu lực, góp phần thúc đẩy thị trường phát triển và tăng cường khả năng hội nhập vào thị trường tài chính quốc tế. Tính công khai, minh bạch của các tổ chức niêm yết được nâng cao, khiến các nhà đầu tư yên tâm hơn. Chỉ số VN-Index tang điểm lên mức kỷ lục mới 1.170,67 điểm, đây cũng là mức điểm cao nhất của VN-Index̆ cho đến hiẹn nay. Tuy nhiên sau đó thị truờng liên tục có những biến đọng mạnh và chỉ số giá chứnĝ khoán roi xuống mức 905,5̛ 3 điểm vào tháng 4/2007 sau ̂đó lại tang trở lại mức 1.113,19 điểm vàơ tháng 5. Mạc dù có nhiều biến đọng về giá, nhưng tính̆ chung cả nam chỉ số VN-Index tang hon 23%̆ so với đầu nam. Có̂ thể nói, những biến đọng lớn tronğ nam 2007 là do sự tă ng trư ởng nóng của nền kinh̆ tế (GDP tang 8,48%, chỉ số̂ giá tiêu dùng tă ng 12,63%), bên ̆cạnh đớ viẹc Chính phủ sử dụng chính sách̆ tiền tẹ để điều chỉnh thị trŭ ờng thông qua viẹc dùng VNĐ̂ mua lại đồng USD, sau đó lại tang ̂ lãi suất, giảm cung tiền̛ trong luu thônĝ nên đã tác đọng đến TTCK. ̆ ̛ ̂ Năm 2008, TTCK của các nước trên thế giới đón nhận một gáo nước lạnh từ khủng hoảng kinh tế toàn cầu, và Viẹt Nam cũng không ngoại lẹ. Lạm phát kỷ lục cọng với thâm hụt thuong mại lớn dẫn đến ̂ sự mất cân đối trong tài chínĥ vĩ mô khiến Chínĥ phủ buọc phải thắt̛ ̛ chạt tiền tẹ, Ngân hàng Nhà nuớc rút tiền mạt khỏi luu thông buọc các NHTM tâ ng lãi suất huy̆ đọng,̂ các doanh nghiẹp thư hẹp quy mô̆ sản xuất đã̛ ảnh hû ởng không nhỏ̆ đến tâm lý nhà ̂đầu tu cũng nhu hiệ u quả hoạt đọng của TTCK. Chỉ số VN̛ - Index mở đầu phiên giao dịch 2008̛ với 921,07̛ ̂ điểm và kết ̂thúc nam 2008 với 315,62 điểm, trong nam có những thời điểm chỉ số này roi xuống còn 286,85 điểm̆ (10/12/2008). ̆ ̛ Buớc sang nam 2009 với hy vọng sự phục hồi trở lại của TTCK, mạc dù ngay từ những phiên̛ đầu nam,̆ mọt kỷ lục không mong đợi của các nhà đầu tu là VN̆ -Index giảm 27 ̆ ̂ ̛
xuống mức đáy 235,5 điểm (24/02). Tuy nhiên, Chính phủ Viẹt Nam đã thực hiẹn biẹn pháp kích cầu thông qua chính sách hỗ trợ lãi suất, miễn, giảm,̂ giãn thuế, bảo lãnĥ chô các DN vay vốn tại các NHTM đã góp phần cho TTCK khôi phục trở lại. Tính đến hết ngày 30/06/2009, Vn-Index đã tang 132 điểm (42%) so với đầu nam, và kết thúc nam 2009, Vn-Index đã tang từ 312,49 ̆ điểm lên 494,77 điểm (tang 57%) sŏ với đầu nam. Đây̆ là mọt sự trở lại ấn tŭợng sau khủng hoảng. ̆ ̆ ̂ ̛ Nam 2010 đáng lẽ phải là mọt buớc tiến mới sau những thay đổi khả quan từ nam 2009 của ̆ TTCK, tuy nhiên các nhà̂ đầư tu đã thạt sự thất vọng khi thị truờng chứnğ khoán Viẹt Nam bị đánh giá là không tang ̛truởng ̂và đi nguợc lại với xu hướng chung của thế giới.̂ Áp lực của lạm phát, nhạp siêŭ cao,̛ thị truờng tín̛ dụng không ta̛ ng truởng, cung tiền giảm là những nguyên nhân̂ khiến cho TTCK̛ nam 2010 không đạt̆ đuợc̛ kỳ vọng. Sáu tháng đầu nam 2010, Vn-Index vẫn đạt mức tanğ truởng cao ( có thời̛ điểm Vn-Index đạt 549 điểm),̆ tuy nhiên 6 tháng cuối nam TTCK̆ liên̛ tục gạp khó khan, liên tục giảm điểm và kết thúc nam 2010 Vn-Index giảm̆ điểm 2% so với cuốĭ nam trŭ ớc tại 484,66 điểm. ̆ ̆ ̛ Các nhà đầu tu lại đuợc chứng kiến màn giảm điểm đáng thất vọng của TTCK trong nam 2011. Thị trư ờng chỉ̛ có hai đợt hồi phục ngắn vào cuối tháng 5 và giữa tháng 8, còn lạĭ chốt phiên ngày̛ 30/12/2011 với mức điểm 351,55 điểm, giảm 23% so với đầu nam. Lý giải cho sự sa sút này, về phuong diễn kinh tế vĩ mô, áp lực tỷ giá, lãi suất, lạm phát̆ còn cao mạc dù đã đuợc Chính phử ̛ dung nhiều biẹn pháp để ổn định. Bên cạnh đó, tâm lý nhà đầu tŭ cũng còn̛ thấp thỏm do những thất vọnĝ kéo dài cọng với những thông tin tiêu cực trên thị̛ truờng thế giới mà nổi bạt nhất là vấn đề nợ công ̂ tại Châu Âu đã gây ảnh huởng không nhỏ đến̛ VN-Index. ̂ ̛ Thị truờng chứng khoán nam 2012 đã có dấu hiẹu tang truởng tích cực hon khi VN- Index tang̛ gần 40% trong vònğ nam tháng so với cuốî nă m 2011̛ và trở thành̛ mọt trong những ̆ thị truờng tang truởng ấn ̆ tuợng nhất trên thế giới.̆ Tuy nhiên sự thất bạî trong 7 tháng còn lại̛ tronğ nam ̛đã làm chơ VN-Index giảm 20% so với đầu nam, và kết thúc nam 2012 với mức điểm̆ 413,73 điểm, tính chung cả nam chỉ số này vẫn̆ đạt tang truởng 17,7%.̆ Xét về những tác đọng của các yếu tố vĩ mô, tốc̆ đọ tang truởng GDP vẫn̆ ở mức̛ thấp 5,03%, chỉ số sản xuất ̂công nghiẹp chua phục hồi, lạm̂ phát̆ được Chính phủ 28 ̂ ̛ ̛
kiểm soát tốt chỉ tang 6,81% thấp hon nhiều so với mức 18,58% so với nam 2011, thị truờng ngoại hối ổn̆ định trong suốt 2012̛ cũng góp phần tích cực cho sự phát̆ triển của TTCK.̛ Tuy nhiên, những thông tin về nợ xấu, các hoạt đọng tái co cấu hẹ thống ngân hàng cùng với những thông tin xấu của lãnh đạo các ngân hànĝ đã làm̛ cho ̂lòng tin của NĐT vào thị truờng lung lay và hẹ quả là giá chứng khoán ảnh huởng. ̛ ̂ ̛ Những giải pháp vĩ mô đã dần có tác dụng đối với TTCK nam 2013, lạm phát đã đuợc kiềm chế, chỉ số sản xuất công nghiẹp tang 5,6% so với cùng kỳ̆ nam ngoái, cán cân thanh̛ toán đuợc cải thiẹn, lãi suất có chiềû huớnğ giảm, thị truờng ngoạĭ hối có xu thế ổn định Bên cạnh̛ đó, tronĝ nam này, công tác tái̛ cấu trúc TTCK̛ đã đuợc đẩy mạnh, nhiều quy định hỗ trợ thị truờng đŭ ợc ban hành đã tác đọng tích cực đến sự̛ phát triển của thị truờng. Do vạy TTCK ̛ Viẹt Nam̛ đã có những diễn biến̂ khả quan, chỉ số Vn-Index tang 90 ̛ điểm từ 413̂ điểm đầu nâ m lên 504,63 điểm vào thời điểm cuối nam (tang 22,2%). ̆ ̆ ̆ ̆ Những dấu hiẹu tích cực từ nam 2013 là co sở để các NĐT kỳ vọng sự tang truởng hon nữa từ TTCK tronĝ nam 2014. ̆Tuy nhiên, nếư nhu đầu nam êm ả với cọ̆ t mốc̛ ấn tuợng̛ 569,87 điểm (22/4) thì̆ sau những sự kiẹn Biển Đông,̛ giá̆ xang và dầu giảm̂ liên tục,̛ khủng hoảng kinh tế Nga làm cho VN-Indê x đã có những cú giảm̆ điểm mạnh nhu phiên ngày 08/05 giảm còn 527,09 điểm (giảm 5,87%), sau đó VN-Index lạp đỉnh nam ̛ 2014 với 600,84 điểm (31/10). Nhung đến tháng 12 thì VN-Index lại mọt lần̂ nữa tŭọt dốc còn 518,22 điểm (17/12) khép lại̛ mọt nam không mấy suôn sẻ của TTCK.̂ ̂ ̂ ̆ TTCK 3 tháng đầu năm 2015 đón nhận những thông tin khả quan, kích thích tăng trưởng kinh tế như hiệp định TPP, FTA, nới room cho NĐT nước ngoài. VN-Index tăng mạnh và đạt 600 điểm (04/03). Nhưng sau đó VN-Index bước vào xu hướng Downtrend, giảm từ 600 điểm về mức đáy 528,95 điểm ngày 18/05, nguyên nhân là do hàng loạt cổ phiếu nhóm dầu khí giảm sâu điển hình như GAS và PVD. Ngày 29/05, sự kiện ký kết FTA giữa Việt Nam và Liên minh kinh tế Á Âu đã tạo nguồn động lực cho VN-Index bước vào xu hướng Uptrend, đạt tới đỉnh 638,69 điểm (14/07). Ngày 11/08, Trung Quốc phá giá nhân dân tệ 1,9%, chỉ trong vòng 3 ngày, đồng NDT đã giảm 4,6% so với đồng USD, buộc Việt Nam phải điều chỉnh tỷ giá mạnh gây ảnh hưởng khá lớn đến tâm lý thị trường. Vào ngày 24/08, VN-Index quay về đáy 526.93. Thông tin Nghị định 60 và TPP đã ảnh hưởng tích cực đến thị trường, VN-Index tăng điểm nhưng không cao bằng đợt 29
sóng trước, chỉ đạt ở mức 615.18 điểm (05/11). Từ đó đến cuối năm, VN-Index bước vào xu hướng điều chỉnh giảm. Việc FED đã nhất trí nâng lãi suất từ 0 – 0,25% lên 0,25 – 0,5% và cú trượt dốc của giá dầu thô thế giới vẫn chưa có dấu hiệu dừng lại, xuống gần mức thấp kỷ lục của năm 2008 đã ảnh hưởng tiêu cực đến tâm lý chung của thị trường. 4.2.1. Phân tích các yếu tố vĩ mô ảnh hưởng đến chỉ số VN-Index 4.1.2.1. Tỷ giá hối đoái và VN-Index Đồ thị 4.2: Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và VN-Index 1200.00 25000.00 1000.00 20000.00 800.00 15000.00 Điểm 600.00 VND/USD 10000.00 400.00 5000.00 200.00 0.00 0.00 2006m1 2006m7 2007m1 2007m7 2008m1 2008m7 2009m1 2009m7 2010m1 2010m7 2011m1 2011m7 2012m1 2012m7 2013m1 2013m7 2014m1 2014m7 2015m1 2015m7 VNI EX Nguồn: Sở GDCK TP.HCM; NHNN Việt Nam Giai đoạn 2006 – 2008: Tỷ giá nam 2006 đuợc xem là ổn định nhất trong giai đoạn này, trong khi đó TTCK thì vô cùnğ sôi nổi, VN̛ -Index cuối nam 2006 cán mốc 751,77 điểm, tang gấp đôi so với cuối nam 2005 là 307,5 điểm. Nam 2007,̆ tỷ giá có biến đọng thuờng xuyên̆ nhung ở biên đọ hẹp̆ (đầu nam giảm 0,3%, giữă nam tang giá 0,6% và ̂ thống̛ kê cả nam giảm̛ ̂ ̆ ̆ ̆ ̆ 30
0,03%), còn VN-Index tính chung cả nam tang khoảng 23%. Tỷ giá nam 2008 biến đọng phức tạp do thay đổi từ các yếu tố vĩ mô,̆ giá̆ USD trên thị truờng tự dŏ tang nhanh bûọc NHNN phải thay đổi biên đọ tỷ giá 5 lần (đỉnh điểm giá̛ USD tự dŏ lên 19.400̂ đồng/USD, lẹch 2.600 đồng so ̂ với mức trần). Trong khi đó xu huớng VN-Index giảm trong cả nam 2008,̂ điều này cho thấy tỷ giá không phải là yếu tố quyết̛ định đến sự thay đổi VN-Index̆ giai đoạn này. Giai đoạn 2009 – 2011: Ngày 25/11/2009, NHNN điều chỉnh tỷ giá tang đến 5,44% và giảm biên đọ xuống còn +/- 3%, thông tin này đã khiến TTCK laŏ dốc mạnh, VN-Index giảm từ ̂ 503,41 điểm (25/11) xuống còn 442,1 điểm (16/12) sau gần 3 tuần, tức là giảm 12,2%. Qua nam 2010, NHNN cũng đã điều chỉnh tỷ giá tang 3,36% từ mức 17.941 đồng/USD lên 18.544̆ đồng/USD, TTCK không có phản ứng tráĭ chiều với đợt tang giá này, VN- Index vẫn tang từ 490,91 điểm (10/02) lên 507,32 điểm (03/03), tuong ứnğ với mức tang 3,34%. Diễn̆ biến đáng chú ý nam 2011 là đợt tang giá bình quân̛ ̛ liên ngân hàng củă NHNN từ 18.932 đồng/USD lên 20.693̆ đồng/USD̆ (tang 9,3%) và VN-Index đã giảm từ 519,98 điểm (11/2) xuống 503,92 điểm trong mọt tuần,̆ tuong ứng với mức giảm 3,1% và tính chung cả tháng giảm 11,27%. ̂ ̛ ̛ Giai đoạn 2012 – 2015: Nam 2012, TTCK chứng kiến quá trình tang giá mạnh của VN-Index trong 5 tháng đầŭ nam (tang 30% so với cuối nam 2011), 6̆ tháng cuối nam VN-Index giảm giá mạnh (giảm 11%).̆ ̆ Tuy nhiên diễn biến tỷ̆ giá trong nam này khônğ đáng kể, tính chung cả nam giảm 0,96%. Nam 2013 và 2014 đuợc xem là nhữnğ nam thành công trong chính sách tỷ̆ giá của NHNN, ̆tỷ giá dao đọng trong̛ biên đọ hẹp và nhữnğ lần tỷ giá bình quân tang lên đều không tạo ra cú sốc thaŷ đổi VN-Index. ̂ Trong suốt năm 2015, Ngân hàng Nhà̆ nước phá giá đồng Việt Nam tổng cộng khoảng 5,34% và thị trường đã quay đầu giảm điểm mạnh và gần như ngay lập tức sau lần phá giá gần 2% (hôm 19/8). Nhìn chung, khi xảy ra cú sốc tỷ giá thì VN-Index mới có sự thay đổi rõ nét, còn những biến đọng nhẹ khoảng 1% thì tác đọng không rõ rẹt. Tác động của tỷ giá lên VN- Index thường là̂ ngược chiều nhau, khi mà̂ tỷ giá tăng mậ nh thì VN-Index sẽ quay đầu 31
giảm điểm. 4.1.2.2. Giá dầu thế giới và VN-Index Đồ thị 4.3. Quan hệ giữa giá dầu thế giới và VN-Index 1200.00 160.00 140.00 1000.00 120.00 800.00 100.00 Điểm 600.00 80.00 USD 60.00 400.00 40.00 200.00 20.00 0.00 0.00 2006m1 2006m6 2007m4 2007m9 2008m2 2008m7 2009m5 2010m3 2010m8 2011m1 2011m6 2012m4 2012m9 2013m2 2013m7 2014m5 2015m3 2015m8 2006m11 2008m12 2009m10 2011m11 2013m12 2014m10 VNI OP Nguồn: Sở GDCK TP.HCM; EIA Giai đoạn 2006 – 2008: Giá chứng khoán và giá dầu 2006 có mối tuong quan khá đồng điẹu trong quý II (VN-Index đánh dấu sự phục hồi với mức tang 23%,̛ ̛ giá dầu cũng tang 10%̂ trong giai đoạn này), tuy nhiên những tháng cuối nam ̆giá dầu có dấu hiẹu hạ nhĭ ẹt thì VN-Index vẫn tang điểm đều đạn. Nam 2007, giá chứnğ khoán và giá dầu đềû tang trû ởng ấn tuợng từ đầŭ nam (giá dầu tă ng 40%,̆ VN-Index tang 23%), qua nam 2008 giá̆ dầu ̛ vẫn giữ mức̛ tang truởnğ và đạt đỉnh̆ vào giữa nam, nhunğ sau đó sụt giảm̆ mạnh vào cuối nam (giảm 70̆ %), VN̛ -Index cũng sụt giảm tuonğ ứng ̛(40%). ̆ ̛ ̛ Giai đoạn 2009 – 2011: 32
Nam 2009, cả VN-Index và giá dầu đều có phục hồi đáng kể (VN-Index tang 57%, giá dầu tă ng hon 40%), tuy nhiên qua nam 2010 và 2011, giá dầu vẫn tang trŭ ởng ấn tuợng thì giá̆ chứng̛ khoán lại sụt giảm, đi ngŭ ợc với xu huớng chung của kinh̆ tế thế̛ giới. ̛ ̛ ̛ Giai đoạn 2012 – 2015: Giá dầu và VN-Index vạn đọng cùng chiều (tang) trong những tháng đầu nam 2012, nhung sau đó cả hai đều giảm̂ ̂ tuong đối, kết quả̆ nam 2013 tích cực hon khi giá̆ VN-Index ̛ tang 22,2% và giá dầu tang hơ ̛ n 7%. Nam 2014, ̆ VN-Index và giá dầư đều có những biến đ̆ ọng giá trong ngắn hạn,̆ và giá̛ dầu có̆ sự sụt giảm tuong đối (khoảng 30%) so với đầu nam,̂ Vn-Index đang trên đà tang truởng (tang 21% trong̛ ̛ 9 tháng đầu nam) cũng giảm giá̆ nhẹ và tính chung cả nam tă ng 7%.̛ Năm̆ 2015, giá dầu liên tục lao dố̆ c, tính đến tháng 12 thì giá dầu đã giảm 21,25%̆ ̆ so với đầu năm. Đợt giảm giá mạnh nhất là vào tháng 7 (giảm 15% so với tháng trước) và tháng 8 (giảm 15,8% so với tháng trước). VN-Index rơi từ 638.69 điểm (14/07) xuống đáy 526.93 điểm (24/08). Sau đó cả giá dầu và TTCK đều phục hồi nhưng từ tháng 10 thì đều đi theo xu hướng giảm. Nhìn chung, giá dầu và Vn-Index vạn đọng cùng chiều trong giai đoạn nghiên cứu. ̂ ̂ 33
4.1.2.3. Lãi suất cho vay và VN-Index Đồ thị 4.4. Quan hệ giữa lãi suất cho vay và VN-Index 1200.00 25.00 1000.00 20.00 800.00 15.00 Điểm 600.00 % 10.00 400.00 5.00 200.00 0.00 0.00 2006m1 2006m6 2007m4 2007m9 2008m2 2008m7 2009m5 2010m3 2010m8 2011m1 2011m6 2012m4 2012m9 2013m2 2013m7 2014m5 2015m3 2015m8 2006m11 2008m12 2009m10 2011m11 2013m12 2014m10 VNI LR Nguồn: Sở GDCK TP.HCM; IFS-IMF Giai đoạn 2006 – 2008: Lãi suất cho vay các nam 2006, 2007 đuợc duy trì ổn định ở mức 11,8%, TTCK đã có những chỉnh suốt thời gian̆ này, hầu nhu không̛ thấy có sự ảnh huởng của lãi suất lên giá chứng khoán giai đoạn này. Ngay từ đầư nam 2008, lãi suất có dấư hiẹu tang cao từ các NHTM, chính sách tiền tẹ thắt chạt để kiểm soát̆ lạm phát, ổn định vĩ mô̂ cànğ làm lãi suất tang cao hon (19 – 20%),̂ qua quý̆ III lãi suất mới có dấu hiẹu giảm nhung VN-Index vẫn theŏ xu huớng̛ giảm chung cả nam 40%. Điều này cho thấy m̂ ạc dù lãi suất̛ vạn đọng nguợc chiều với̛ VN-Index nhung lãĭ suất không phải là yếu tố quyết̆ định đến giá ̂ chứnĝ khoán̛ trong thời gian này. ̛ Giai đoạn 2009 – 2011: Sau biến đọng lãi suất nam 2008, lãi suất nam 2009 đã đi vào ổn định và giảm nhiều so với 2008 (daô đọng quanh̆ 9%), lúc này VN-̆ Index cũng cho thấy sự phục hồi từ ̂ 34
235,5 điểm (24/02) lên 494,77 điểm vào cuối nam (tang 57%). Tuy nhiên vào giữa nam cang thẳng lãi suất lại xuất hiẹn, lãi suất cho vay̆ đẩy ̆ lên cao (10,46%) và VN-Index có̆ xŭ huớng giảm điểm trong thờî kỳ này. Nam 2010, lãi suất ổn định ở mức (12 – 13%), Vn- Index̛ dao đọng ở biên đọ hẹp. Nam 2011,̆ lạm phát có dấu hiẹu tang cao khiến cho lãi suất tang trở lạî (18,09% vàô quý II ̆& III), chi phí vốn cao cọng vớî ̆lãi suất huy đọng của ngân ̆hàng tang trở lại khiến dòng tiền đổ vào TTCK giảm xuốnĝ và VN-Index giảm̂ nghiêm trọng. ̆ Giai đoạn 2012 – 2015: Nam 2012, nhờ NHNN giảm trần lãi suất huy đọng, lãi suất cho vay cũng giảm xuống (daŏ đọng từ 12% – 13%), nhờ đó TTCK đã khởi sắĉ trở lại (VN-Index tang 17%). Truớc tình hìnĥ kinh tế khó khan, NHNN cũng đua ra nhiều biẹn pháp cắt giảm̆ lãi suất, cụ thể̛ lãi suất cho vay đuợc điềŭ chỉnh giảm 3%̛ – 4%, tuong ̂ ứng với VN-Index tang 22,2% (nam 2013) và 13%̛ (nam 2014) so với nam truớc đó.̛ ̛ 7 tháng đầu năm 2015, lãĭ suất cho vay̆ được giữ cố định ̆ở mức 7,23% và saŭ đớ giảm xuống mức 6,96% cho đến cuối năm. Giai đoạn này lãi suất ít biến động và cũng không tác động nhiều đến VN- Index. Nhìn chung, phản ứng của Vn-Index với sự thay đổi của lãi suất khá rõ nét và theo huớng ngược chiều. ̛ 35
4.1.2.4. Lạm phát và VN-Index Đồ thị 4.5. Quan hệ giữa lạm phát và VN-Index 1200.00 300.00 1000.00 250.00 800.00 200.00 Điểm 600.00 150.00 % 400.00 100.00 200.00 50.00 0.00 0.00 2006m1 2006m6 2007m4 2007m9 2008m2 2008m7 2009m5 2010m3 2010m8 2011m1 2011m6 2012m4 2012m9 2013m2 2013m7 2014m5 2015m3 2015m8 2006m11 2008m12 2009m10 2011m11 2013m12 2014m10 VNI CPI Nguồn: Sở GDCK TP.HCM; IFS-IMF Giai đoạn 2006 – 2008: Đồ thị 4.6 cho thấy lạm phát hầu nhu không có tác đọng nhiều đến VN-Index trong giai đoạn 2006 – 2007. Từ đầu nam 2008̛ thì mối tuong ̂ quan nghịch chiều biểu hiẹn rõ hon. Chỉ số CPI tang dần và đạt đỉnh̆ vào tháng 9/2008̛ ̛ ở mức 148,48, tang 35% so vớî đầư nam 2007 và 19%̆ so với đầu nam 2008, trong khi đó Vn-Index lao dốc̆ 40% so với cuối năm 2007. ̆ ̆ Giai đoạn 2009 – 2011: Nam 2009 Chính phủ đã quyết tâm thực hiẹn chống lạm phát và đạt kết quả khả quan khi lạm̆ phát cuối nam 2009 ở mức 6,52%. Diễn̂ biến VN-Index trong nam này trái ̆ 36 ̆
nguợc hoàn toàn với 2008 khi lạm phát giảm và VN-Index tang 57% so với nam truớc. Từ 2010,̛ áp lực lạm phát tang cao trở lại (tang 11,75%) và kéo ̆ dài qua nam 2011,̆ sau khi̛ đạt đỉnh 23,02% vào tháng ̆8/2011 lạm phát ̆ đã giảm tốc còn 18,13% vào cuốĭ nam. Cùng với sự gia tang liên tiếp của lạm phát là sự sụt giảm của VN-Index (giảm 23% so ̆ với nam truớc). ̆ ̆ ̛ Giai đoạn 2012 – 2015: Các yếu tố vĩ mô có dấu hiẹu khởi sắc nam 2012 khi lạm phát giảm đáng kể và VN- Index có đà tang giá đạt đỉnh thánĝ 5/2012 ̆ở mức 488,07 điểm tang 36,7% so với đầu nam. Nam 2013,̆ Vn-Index vẫn giữ đà tang điểm (tang 22,2% so vớĭ nam 2012) và lạm phát̆ đuợc̆ giữ ở mức 6,04%. Buớc qua nă m 2014, nền̆ kinh tế có những chuyển̆ biến tích cực, chỉ̛ số giá tiêu dùng chỉ tang̛ khoảng 4,09%̆ so với tháng 12/2013, lạm phát đuợc kiểm soát tốt đã tạo đà cho VN-Index̆ tang cao và đạt đỉnh 640,75 điểm (ngày 3/9), tính̛ chung cả nam tang 7%. Năm 2015, lạm phát̆ ở mức thấp nhất trong 14 năm qua, CPI tăng 0,63% so vớ̆ i năm̆ 2014, mặc dù vậy VN-Index ở năm 2015 vẫn không mấy khả quan vì còn phụ thuộc nhiều đến các yếu tố khác tại thời điểm đó. Nhìn chung, chỉ số Vn-Index biến đọng nguợc chiều với CPI trong hầu hết thời gian nghiên cứu. ̂ ̛ 37
4.1.2.5. Cung tiền và VN-Index Đồ thị 4.6. Quan hệ giữa cung tiền và VN-Index 1200.00 7,000,000.00 6,000,000.00 1000.00 5,000,000.00 800.00 4,000,000.00 Điểm 600.00 Triệu đồng 3,000,000.00 400.00 2,000,000.00 200.00 1,000,000.00 0.00 0.00 2006m1 2006m7 2007m1 2007m7 2008m1 2008m7 2009m1 2009m7 2010m1 2010m7 2011m1 2011m7 2012m1 2012m7 2013m1 2013m7 2014m1 2014m7 2015m1 2015m7 VNI M2 Nguồn: Sở GDCK TP.HCM; IFS-IMF Giai đoạn 2006 – 2008: Biến đọng trong nam 2006 của cung tiền và Vn-Index là cùng chiều theo huớng tang lên, cung ̂ tiền tang 24%̆ và Vn-Index tang gấp đôi. Qua nam 2007, mạc dù Chính̛ phủ̆ đã thực hiẹn nhiềŭ biẹn pháp kiểm soát cunğ tiền nhung tốc đ̆ ọ tang truởnğ cung tiền vẫn có xu huớnĝ tang (tanĝ 44%) và Vn-Index cũng tang̛ với mứĉ 23%.̆ Na̛ m 2008, đối mạt với nguy̛ co lạm̆ phát̆ tang cao, NHNN đã thực hiẹ̆n chính sách tiền tẹ thắt̆ chạt tiền tẹ, ̆tang dự trữ bắt̛ buọc lên ̆1% và tung ra 20.300 tỷ đồnĝ tín phiếu bắt bû ọc vào thánğ 03/2008,̂ ̆ do đó cung tiền̂ trong nam không tang mà dao đọng lên xuống 2 –̂ 3%; đồng thời Vn- Index trong nam cũng sụt giảm̆ tuong ̆ứng 40%. ̂ ̆ ̛ ̛ Giai đoạn 2009 – 2011: Biến đọng của TTCK trong nam 2009 cho thấy rõ nét ảnh huởng của cung tiền lên 38 ̂ ̆ ̛
nó, thị truờng có hai lần điều chỉnh mạnh: Vn-index phục hồi tang điểm từ 235,5 (tháng 2) lên 512̛ điểm (tháng 6), quá trình này gắn liền với cung tiền̆ trong nền kinh tế tang nhanh do chính sách kích cầu của Chính phủ; cuối tháng 10, Vn-index đảo chiều giảm ̆ từ 624,1 điểm xuống 434,87 điểm sau mọt tháng, đợt giảm này bắt nguồn từ hoạt đọng siết chạt tín dụng của NHNN. Trong hai nâm 2010 và 2011, Chính phủ thực hiẹn chínĥ sách tiền̆ tẹ thắt chạt tốc đọ tang truởng cunğ tiền giảm xuống và Vn-Index cũng ̂có diễn biến cùng chiều,̂ cụ̆ thể: tốĉ ̆ đọ tang̛ truởng cung tiền giảm từ 26% (12/2009) xuống 19% (04/2010), Vn-Index giảm ̂chunğ 7%;̛ tang truởng cung tiền 2011 giảm từ 30% xuống 11,9%, Vn-Index giảm tuong ứng 23%. ̆ ̛ ̛ ̛ Giai đoạn 2012 – 2014: Khi lạm phát đuợc kiểm soát và nền kinh tế có dấu hiẹu khởi sắc, nam 2012 tốc đọ tang truởng cung tiền đã̛ cải thiẹn từ 11,9% lên 24,5% (tang gấp̂ đôi), TTCK̆ cũng có dấu ̂ hĭẹu tích̛ cực khi Vn-Index tanĝ 17% so với nam truớc. Nă m 2013 cung tiền vẫn giữ đà tanĝ lên (tang 18%) và Vn-Index̆ tang 22,2%. Nă m 2014,̛ Vn̆ -Index biến đọng tang nhẹ và̆ cung tiền̆ cũng có kết quả tuong ̆ tự. Tháng 12/2015,̆ cung tiền đã tăng 14,9%̂ ̆ so với cùng kỳ năm trước và chỉ số VN̛ ̛ -Index kết thúc năm 2015 với mức tăng 6,1% so với phiên giao dịch cuối cùng của năm 2014. Nhìn chung, thông qua chính sách tiền tẹ, cung tiền đã có tác đọng tích cực lên TTCK trong suốt giai đoạn nghiên cứu. ̂ ̂ 4.2. Kết quả nghiên cứu 4.2.1. Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu Để kiểm tra tính dừng của các biến trong mô hình, luạn van sử dụng kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) và Phillips Person (PP) để kiểm̂ ̆ tra tình trạng tồn tại nghiẹm đon vị trong chuỗi dữ liẹu. Kết quả của kiểm định đuợc trình bày trong bảng: ̂ ̛ ̂ ̛ 39
Bảng 4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị Level Difference Variable ADF PP ADF PP 0.0398 0.0795 0.0000* 0.0000* LnVNI (-2.950) (-2.669) (-6.646) (-6.573) 0.8687 0.8679 0.0000* 0.0000* LnEX (-0.610) (-0.614) (-10.194) (-10.178) 0.2339 0.3287 0.0000* 0.0000* LnOP (-2.127) (-1.907) (-5.118) (-7.173) 0.3205 0.6204 0.0004* 0.0000* LnLR (-1.925) (-1.319) (-4.324) (-7.893) 0.5751 0.2986 0.0020* 0.0000* LnCPI (-1.415) (-1.973) (-3.899) (-5.294) 0.1466 0.2487 0.0000* 0.0000* LnM2 (-2.383) (-2.090) (-9.107) (-9.263) Nguồn: tác giả tự tính toán bằng Stata Ghi chú: *, , cho biết mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5%, 10% Từ kết quả bảng 4.1 cho thấy: • Đối với kiểm định ADF, biến LnVNI dừng tại mức (level) với ý nghĩa 10%, các biến còn lại không dừng tại mức. • Đối với kiểm định PP, biến LnVNI dừng tại mức (level) với ý nghĩa 10%, các biến còn lại không dừng tại mức. • Tuy nhiên khi chuyển sang sai phân bạc nhất thì tất cả các biến đều dừng ở mức ý nghĩa 1% khi kiểm định bằng ADF và kiểm̂ định PP. Nhu vạy, có thể kết luạn chuỗi thời gian của các biến LnVNI, LnEX, LnOP, LnLR, LnCPI,̛ ̂ LnM2 đã đáp ứnĝ đuợc yêu cầu chuỗi thời gian dừng cho kiểm định đồng liên kết, bạc đồng liên kết của các biến̛ trên là 1 hay I(1). ̂ 40
4.2.2. Xác định độ trễ tối ưu Bảng 4.2. Xác định độ trễ tối ưu Nguồn: tác giả tự tính toán bằng Stata Tác giả dựa vào tiêu chuẩn AIC để xác định đọ trễ tối uu, đọ trễ tối uu là đọ trễ tại đó giá trị AIC nhỏ nhất, bằng phuong pháp uớc luợng ̂ Vec, đọ ̛ trễ tốî uu đuợc̛ xác địnĥ là 10. ̛ ̛ ̛ ̛ ̂ ̛ ̛ 41
4.2.3. Kết quả kiểm định đồng liên kết Bảng 4.3. Kiểm định đồng liên kết Nguồn: tác giả tự tính toán bằng Stata Kết luạn: kết quả kiểm định đồng liên kết có giá trị “Trace” = 232.9983 > giá trị “Critical” = 94.15̂ và giá trị “Max” = 93.1108 > giá trị “Critical” = 39.37 => bác bỏ giá thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%, tức là phát hiẹn có tồn tại vector đồng liên kết, có mối quan hẹ dài hạn của các biến nghiên cứu LnVNI, LnEX,̂ LnOP, LnLR, LnCPI, LnM2. ̂ Nhu vạy, sự tồn tại của vector đồng liên kết cho thấy tồn tại ít nhất mọt mối quan hẹ nhân quả̛ m̂ ọt chiều giữa các biến và có mối quan hẹ dài hạn giữa các biến nghiên̂ cứu. ̂ ̂ ̂ 42
4.2.4. Kết quả xác định quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu Để xem xét mối quan hẹ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán, ta uớc luợng mô hình hồî quy với biến phụ thuọc là chỉ số giá chứng khoán Vn- Index và các̛ biến̛ đọc lạp là các biến kinh tế vĩ mô tỷ giá̂ hối đoái, lãi suất, giá dầu, lạm phát và cung tiền M2.̂ Tuŷ nhiên, mối quan hẹ này chỉ thực sự tồn tại khi giữa các biến trong mô hình hồi quy có quan hẹ đồng liên kết̂ (kết quả đã đuợc kiểm định ở mục 4.2.3). Để uớc luợng mối quan hẹ tronĝ dài hạn, sử dụng mô hình̛ vector hiẹu chỉnh sai số VECM.̛ ̛ ̂ ̂ = 16.5102 + 2.10487 + 0.58486 0.22454 퐿푛 − 5.26226 +퐿푛 1.85689 2 +퐿푛 푃 − 퐿푛퐿푅 Kiểm định ý nghĩa− thống 퐿푛 푃 kê của hẹ số trong퐿푛 mô hình: ̂ Nghiên cứu sử dụng giá trị thống kê t (t-statistic) để kiểm định xem biến đọc lạp có thực sự ảnh huởng đến biến phụ thuọc hay không. Với mức ý nghĩa cho truớc ̂ và ̂k là biến số trong mơ̂ hình: ̂ 훼 ̛ 0 = , ( = 1,2,3, , )( ) ( ) 훽̂푗 − 푡 푗 푡 − 푠푡 푡푖푠푡푖 푠푒 훽̂푗 Với: | | > t ( /2, n-k), bác bỏ giả thuyết = 0 và chấp nhạn giả thuyết ( 0). 푡Ta có t ( 훼 / 2 , n-k) = TINV( , n-k) 0�훽푗 � ̂ 1 훽푗 ≠ 훼 훼 Kết quả trong mô hình nghiên cứu (tham khảo phụ lục 1) cho thấy giá trị thống kê t hay t c (t-statistic) của biến LnEX là [3.74], biến LnOP là [6.93], biến LnLR là [-2.03], biến LnCPI là [-10.14] và biến LnM2 là [8.57], trong khi đó hàm TINV (1%, 114) cho giá trị t = 2.619645. Với kết quả này cho thấy các biến số: tỷ giá, giá dầu, lạm phát, cung tiền có ảnh huởng đến biến VN-Index trong dài hạn với đọ tin cạy 99%. Riêng biến số lãi suất thì không̛ có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, với R-squared̂ = 60,33%̂ cho thấy mức đọ giải thích của các biến giải thích cho VN-Index là trên mức trung bình, bên cạnh đó, hẹ ̂ số Adjusted R – squared = 58,59% cũng gợi ý rằng còn mọt số biến giải thích tốt nên đuâ vào mô hình nghiên cứu. ̂ ̛ 43
4.2.5. Thảo luận kết quả ước lượng mô hình trong dài hạn Kết quả kiểm định theo VECM cho thấy tồn tại mối quan hẹ dài hạn giữa VN- Index với các biến: tỷ giá, giá dầu, lạm phát, cung tiền. Cụ thể: ̂ Tỷ giá có tuong quan duong (+) với VN-Index: Khi tỷ giá (tỷ giá USD/VND) tang 1% thì VN-Index̛ ̛ tang 2,1%, ̛ kết̛ quả này giống với nghiên cứu của Asmy Mohamed, Rohilină Wisam, Hassamă Aris và Fouad Md (2009) và phù hợp với giả thiết ban đầu. Kết quả này cũng cho thấy triển vọng của hoạt đọng xuất khẩu Viẹt Nam. Cán cân thuong mại Viẹt Nam những nam 2012-2014 cho thấŷ những tín hiẹu khả̂ quan, với giá trị th̛ ̛ ạng du tanĝ dần lên (nam 2012̆ xuất siêu 780 triẹu USD, nam 2014̂ thạng du thuong mại đạt̆ 2 tỷ̛ USD)̆ nhờ sự nỗ̆ lực của Chính phủ và cộ ng đồng các̆ doanh nghĭ ẹp.̛ Vì ̛ thế̛ khi tỷ giá tang sẽ có lợi cho các doanh nghiẹp xuất khẩû và tạo triển vọng cho giá̂ chứng khoán tang lên.̆ Mặc dù sang năm 2015 thì Cán̂ cân thương mại hàng hóa cả nước thâm hụt 3,54 ̆ tỷ USD, cho thấy năm này nước ta có xu hướng nhập siêu nhưng vẫn chưa đến mức ảnh hưởng tiêu cực đến TTCK. Vì vậy có thể nói trong giai đoạn này, tỷ giá tang sẽ có lợi cho các doanh nghiẹp xuất khẩu và tạo triển vọng cho giá chứng khoán tang lên.̆ Giá dầu thế giới có ̂ tuong quan duong (+) với VN-Index: khi giá dầu tanğ lên 1% thì chỉ số Vn-Index tang 0,58%.̛ ̛ Kết quả phừ ̛ hợp với giả thiết và của mọt số nghiên̆ cứu nhu Gan & Lee (2006),̆ Hosseini & Ahmad (2011), Phan Thị Bích Nguŷ ẹt & Phạm Duơ ng Phuong Thảo (2013). Theo lý thuyết, mối tuong quan giữa giá dầu và ̂ giá chứng khoán̛ ̛ có thể̛ ̛ duong hoạc âm, giá dầu sẽ có tuong quan̛ ̛ duong với giá chứng khoán tại những nuớc xuất̛ khẩư dầŭ mỏ và tuong quan âm̛ ̛ tại những nư ̛ ớc nhạp khẩu dầu mỏ. Viẹt Nam là nư ớc xuất khẩu dầu thô nên ̛ giá̛ dầu thô tang trong thời̛ gian ̂nghiên cứu tác đọnĝ đến giá chứng̛ khoán VN-Index tang nhẹ có thể là kết̆ quả đáng tin cạy. ̂ ̆ ̂ Lạm phát có tuong quan âm (-) với Vn-Index: khi lạm phát tang 1% thì giá chứng khoán giảm 5,26%,̛ ̛ kết quả này phù hợp với lý thuyết kinh điển và ̆ mọt số nghiên cứu thực nghiẹm tại Viẹt Nam: Nguyễn Minh Kiều (2013), Lê Thị Lanh (2014),̂ Phan Thị Bích Nguyẹt (2013) ̂ Thựĉ tế cho thấy, những nam giá chứng khoán sụt giảm mạnh mẽ là những nam̂ chỉ số giá tiêu dùng (đại diẹn cho lạm̆ phát) cao kỷ lục. Nam 2008 chỉ số ̆ ̂ 44 ̆
giá tiêu dùng cao nhất ở mức tang 19,89%, đến nam 2010 mức tang còn 11,75% nhung sang nam 2011 lại tang 18,13%. ̆Trong bối cảnh lạm̆ phát cao, đồnğ tiền mất giá, kỳ vọng̛ về nền kinh̆ tế kém sánğ sủa sẽ ảnh huởng đến tâm lý của nhà đầu tu làm cho giá chứng khoán sụt giảm. Bên cạnh đó, lạm phát̛ cao kéo theo chi phí đầu tu tang̛ lên làm sụt giảm lợi nhuạn của doanh nghiẹp, giá trị kỳ vọng trong tuong lai sụt ̛ giảm̆ làm cầu chứng khoán giảm.̂ Các biẹn pháp ̂ kiềm chế lạm phát của Chính̛ ̛ phủ đã làm cho lạm phát giảm đáng kể, so với mặt ̂bằng giá năm 2013 thì lạm phát năm 2014 tăng 4,09% và CPI năm 2015 chỉ tang 0,63% so với năm 2014. Điều này giúp cho thị truờng chứng khoán ổn định hon và VN-Index tang điểm trở lại. ̛ ̛ ̆ Cung tiền tuong quan duong (+) với VN-Index: khi cung tiền tang 1% thì VN- Index tang 1,48%. Kết̛ ̛ quả này phừ ̛ hợp với lý thuyết kinh điển và kỳ vọnğ của tác giả cũng nhŭ các nghiên cứu thực nghiẹm khác (Nguyễn Minh Kiều (2013), Adman Hussian, Irfan Lal,̛ Muhammad Mubin (2009) ).̂ Có thể thấy rằng trong giai đoạn thời gian nghiên cứu (2006 – 2015), nền kinh tế Viẹt Nam đã trải qua nhiều biến đọng đáng kể, và TTCK cũng không ngoại lẹ. Chính phủ đã nỗ̂ lực dùng nhiều biẹn pháp để kícĥ thích tang truởng kinh tế, khi đó viẹĉ gia tang cung tiền, giảm lãi suất thì̂ tổng phuong tiẹn thanh̆ toán̛ sẽ du thừa, từ đó gia ̂tang tiêŭ dùng hàng hóa và dòng tiền đầu tu vàơ ̛ chứnĝ khoán cũng gia ta̛ ng làm cho chỉ số ̆ giá chứng khoán tang. ̛ ̆ ̆ 45
4.2.6. Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư từ mô hình VECM Bảng 4.4. Kiểm định tự tương quan Nguồn: tác giả tự tính toán bằng Stata Theo bảng kết quả trên, mô hình VECM thỏa mãn điều kiện chuỗi phần dư không có tự tương quan. 46
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1. Kết luận Với mục tiêu phân tích và đánh giá mức đọ tác đọng của các yếu tố kinh tế vĩ mô: tỷ giá, giá dầu, lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiẹp,̂ lạm phát̂ và cung tiền đến chỉ số Vn- Index tại thị truờng chứng khoán Viẹt Nam từ nam̂ 2006 đến 2015. Nghiên cứu sử dụng phuong pháp kiểm̛ định đồng liên kết,̂ từ kết quả̆ tồn tại vector đồng liên kết để tìm ra mối̛ quan̛ hẹ trong dài hạn bằng mô hình vector hiẹu chỉnh sai số (VECM. Từ đó bài nghiên cứu đã̂ đạt đuợc kết quả sau: có tồn tại mối quan̂ hẹ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô với TTCK, trong̛ đó các biến tỷ giá (EX), giá dầu (OP)̂ và cung tiền (M2) có tuong quan duong với TTCK, lạm phát (CPI) có tuong quan âm. ̛ ̛ ̛ ̛ ̛ ̛ Hy vọng kết quả nghiên cứu sẽ làm phong phú thêm các bằng chứng thực nghiẹm về mức đọ và chiều huớng tác đọng của các yếu tố kinh tế vĩ mô lên TTCK Viẹt Nam̂ thông qua chỉ̂ số giá chứng̛ khoán VN̂ -Index. ̂ 5.2. Định hướng phát triển TTCK Việt Nam giai đoạn 2016 – 2021 Sau chạng đuờng 16 nam hoạt đọng, TTCK Viẹt Nam đã và đang trở thành kênh dẫn vốn quan ̆trọng ̛ của nền kinh̆ tế, góp̂ phần tích cựĉ vào các hoạt đọng đầu tu, đẩy mạnh cổ phần hóa DNNN và qua đó thúc đẩy tái cấu trúc mạnh mẽ nền kinĥ tế. Để̛ tiếp tục phát triển về quy mô cũng nhu chất luợng, TTCK trong thời gian tới có những định huớng nhu sau: ̛ ̛ ̛ ̛  Mục tiêu tổng quát Phát triển thị truờng chứng khoán ổn định, vững chắc, cấu trúc hoàn chỉnh với nhiều cấp đọ, đồng bọ về̛ các yếu tố cung – cầu; tang quy mô và chất luợng hoạt đọng, đa dạng hóa cáĉ sản phẩm,̂ nghiẹp vụ, đảm bảo thị trŭ ờng hoạt đọng hiẹư quả và trở ̂ thành kênh huy đọng vốn trung và dàî hạn quan trọng của nền̛ kinh tế. ̂ ̂ ̂ 47
Bảo đảm tính công khai minh bạch, các tiêu chuẩn và thông lẹ quản trị công ty, tang cuờng nang lực quản lý, giám sát và cuỡng chế thực thi, bảo vẹ lợî ích của nhà đầu tŭ và lòng̛ tin củă thị truờng. ̛ ̂ ̛ ̛ Chủ đọng họi nhạp thị truờng tài chính quốc tế, từng buớc tiếp cạn với các chuẩn mực và thông l̂ ẹ quốĉ tế. ̂ ̛ ̛ ̂ ̂  Mục tiêu cụ thể - Tang quy mô, đọ sâu và tính thanh khoản của thị truờng chứng khoán:  Phấn̆ đấu đua tổnĝ giá trị vốn hóa thị truờng cổ phiếư vào nam 2020 đạt khoảng 70% GDP; đư a thị truờng trái phiếu trở thành̛ mọt kênh huy đọ̆ ng và phân bổ vốn quan trọng chơ phát triển̛ kinh tế. ̂ ̂  Đa dạng hóa co sở nhà đầu tu, phát triển hẹ thống nhà đầu tu tổ chức, khuyến khích đầu tu nuớc̛ ngoài dài hạn,̛ đào tạo đầu tû cá nhân. ̛ - Tang tính hiẹ̛ u quả̛ của thị truờng chứng khoán:̛  Táĭ cấu trúc mô̂ hình tổ chức thị̛ truờng chứng khoán theo huớng cả nuớc chỉ có 01 Sở giao dịch chứng khoán và từng bư ớc cổ phần hóa Sở Giaơ dịch chứng̛ khoán để bảo đảm sự thống nhất trong hoạt đợ ng, thuạn tiẹn trong viẹc nâng cao nang lực quản trị và thu hút vốn từ các thành viên̂ thị trû ờng.̂ ̂ ̆  Hiẹn đại hóa co sở hạ tầng, đa dạng hóa phư ong thức giao dịch và sản phẩm nghiệ p vụ của Sở̛ Giao dịch chứng khoán, Trung̛ ̛ tâm Luu ký chứng khoán; từng buớc ̂kết nối với các Sở Giao dịch chứng khoán, Trung tâm̛ Luu ký chứng khoán trong̛ khu vực Asean. ̛  Nâng cao sức cạnh tranh của các định chế trung gian thị truờng và các tổ chức phụ trợ trên co sở sắp xếp lại các công ty chứng khoán, từng bư ớc tang quy mô, tiềm lực tài chính̛ của công ty chứng khoán, đa dạng hóa các hoạt̛ đọnğ nghiẹp vụ theo thông lẹ và chuẩn mực quốc tế; mở cửa thị truờng cho các trunĝ gian ̂ tài chính nuớc ngoàî phù hợp với lọ trình cam kết và mức ̛đọ cạnh tranh đối với các tổ chức trong̛ nuớc. ̂ ̂  Tang cường nang lực quản lý, giám sát, thanh tra và cuỡng chế thực thi của co quan̆ quản̛ lý nhà̆ nuớc trên co sở cho phép Ủy ban Chứng̛ khoán Nhà nuớc có đủ ̛ quyền lực để thực thi̛ tốt các chức̛ nang quản lý, giám sát, thanh tra và cư ỡng chế 48̆ ̛
thực thi.  Tham gia chuong trình liên kết thị truờng khu vực ASEAN và thế giới theo lọ trình phát triển̛ ̛và đáp ứng yêu cầu về an̛ ninh tài chính, nâng cao khả nang cạnh ̂ tranh, khả nang hạn chế rủi ro, từng buớc thu hẹp về khoảng cách phát triển̆ giữa thị truờng chứnğ khoán Viẹt Nam so với̛ các thị truờng khác trong khu vực và trên thế giới.̛ Tham gia hợp tác quốĉ tế đa phuong giữa ̛Ủy ban Chứng khoán các nuớc trong khuôn khổ Biên bản ghi nhớ đa phư ̛ ong của Tổ chức Quốc tế các Ủy ban̛ Chứng khoán (IOSCO). ̛ ̛ 5.3. Khuyến nghị Nếu nhu trong giai đoạn đầu của quá trình phát triển, vấn đề quy mô và thanh khoản đuợc chứ trong nhiều thì giai đoạn tiếp theo này, TTCK Viẹt Nam cần tạp trung để phát triển̛ chất luợng, đạc biẹt là các vấn đề quản trị rủi ro, minh ̂bạch thông tin̂ và phát triển sản phẩm mới.̛ Nam̆ 2015̂ đuợc xem là nam bản lề của tái cấu trúc toàn diẹn thị truờng, bao gồm hợp nhất̆ các Sở giaơ dịch, chuẩn̆ bị triển khai thị truờng phái sinh, ̂ phát triển̛ các sản phẩm mang tính đòn bẩy cao, đẩy mạnh cổ phần hóa ̛gắn với hoạt đọng niêm yết, chuẩn bị nền tảng công nghẹ thông tin hiẹn đại Những chuyển biến trên đâŷ đuợc xem nhu là buớc đi đúng đắn và ̂ phù hợp với ̂ sự phát triển của TTCK Viẹt Nam cùng̛ với các TTCK̛ ̛trên thế giới. Để thực hiẹn đuợc những nhiẹm vụ trên, các cô quan ban ngành, các công ty chứng khoán, các doanĥ nghi̛ ẹp, nhà đầu ̂ tu cần phải nỗ lực̛ để thay đổi, hoàn thiẹn và phát triển. Tác giả xin đua ra mộ t số khuyến nghị̛ dựa theo kết quả nghiên cứu định lûợng và định tính ở các chuong̛ truớc nhû sau: ̛ ̛ ̛ ̛ ̛ 5.3.1. Một số khuyến nghị về chính sách kinh tế vĩ mô Kết quả nghiên cứu cho thấy các yếu tố kinh tế vĩ mô thạt sự có tác đọng đến thị truờng chứng khoán, trong đó lạm phát và cung tiền là hai yếu tố ̂tác đọng rõ rệ t nhất đến chỉ̛ số giá chứng khoán. Do đó viẹc ban hành các chính sách quản lý kinĥ tế vĩ̂ mô phù hợp và hiẹu quả của Chính phủ sẽ là̂ nền tảng để phát triển thị truờng chứng khoán, và thị ̂ ̛ 49
truờng chứng khoán sẽ là bàn đạp để nền kinh tế Viẹt Nam hòa nhạp với nền kinh tế thế giới.̛ Từ đó, Chính phủ cần quan tâm đến cách điều hànĥ những chínĥ sách nhu: ̛  Tạo môi trường kinh tế vĩ mô ổn định Môi truờng kinh tế vĩ mô ổn định và lành mạnh là điều kiẹn tiên quyết để thực hiẹn các giải pháp̛ phát triển TTCK. Các nhà hoạch định chính sách ̂nên định huớng phát triển̂ nền kinh tế bền vững, ổn định và dài hạn. Tiếp tục đổi mới co chế quản lý điềư hành theo huớng kinh tế thị truờng, hạn chế can thiẹp bằng những biẹn pháp̛ hành chính. ̛ ̛ ̂ ̂  Kiểm soát lạm phát ở mức vừa phải để tạo điều kiẹn phát triển kinh tế ̂ Từ kết quả nghiên cứu có thể thấy trong giai đoạn 2006 – 2015, sự biến đọng thất thuờng của lạm phát đã có tác đọng đáng kể đến TTCK, và những biểu hiẹn trên ̂ TTCK chính̛ là thể hiẹn những bất ổn tronĝ nền kinh tế. Vì vạy, nhiẹm vụ kiểm soát̂ lạm phát luôn đuợc xem là̂ nhiẹm vụ quan trọng của chính sách tiền̂ tẹ. Vẫn̂ biết rằng tang truởng thuờng ̛song hành cùnĝ với lạm phát, tuy nhiên lạm phát quá̂ cao tại Viẹt Nam̆ nhu ̛ các nam̛ 2008, 2010, 2011 (lạm phát lên đến 2 con số) đã gây ra những khó̂ khan cho ̛ nền kinh̆ tế, và tang truởng cũng không tang cao nhu kỳ vọng. Hiẹn nay Chính phủ̆ đã kiểm soát tốt tình trạnğ lạm̛ phát cao và đuă về mức lạm̛ phát thấp, lạm̂ phát các nam 2013 và 2014 lần luợt là 6,6% và 4,09%, và năm̛ 2015 lạm phát chỉ ở mức là 0,63% sŏ với năm 2014 – thấp̛ nhất 14 năm trở lại đây. Tuy nhiên, duy trì mức lạm phát thấp thì nền kinh tế có thể tang truởng duới mức tiềm nang, tuong lai sẽ gây mất cân bằng cung - cầu hàng hóa và tạŏ ra lạm̛ phát̛ do thiếu nguồn̆ cung,̛ ̛ từ đó làm cho các hoạt đọng kinh tế ngung trẹ theo. Ngoài ra, lạm phát thấp ảnh huởng đến thu ngân sách, Chính ̂ phủ sẽ thiếu hụt̛ tiền̂ cho hoạt đọng đầu tu, trả nợ và thực hi̛ ẹn các nhiẹm vụ cải cách kinh tế - xã họi khác. Vì vạy, để thực ̂hiẹn kiểm̛ soát tốt lạm phát ̂ và tang trû ởng kinh tế nhu kỳ vọng cần̂ thực hiẹn tốt̂ mọt số nọi dunĝ nhu: ̆ ̛ ̛ ̂ ̂ ̂ ̛ Thứ nhất, thực hiẹn kiểm soát lạm phát cần đạt trong mối tuong quan với các chính sách điều hành kinĥ tế khác. Đồng thời, tạo sự tă ng truởng bền̛ ̛vững và ổn định kinh tế vĩ mô để làm co sở chống lạm phát cao. ̆ ̛ ̛ Thứ hai, thực hiẹn chuong trình lạm phát mục tiêu nhu các nuớc trên thế giới đang ̂ ̛ ̛ 50 ̛ ̛
áp dụng, lúc này NHNN sẽ ấn định mọt mức lạm phát cụ thể trong trung hạn, các nuớc phát triển đang ấn định mức lạm phát 2 ̂– 3%, tại Viẹt Nam nên ấn định mức cao hon 5̛ – 6% để đảm bảo tang truởng kinh tế trong giai đoạn hî ẹn tại. Để thực hiẹn chính sách̛ lạm phát mục tiêu, Viẹ̆t Nam̛ cần chuẩn bị mọt số điều kiẹn ̂ sau: ̂ ̂ ̂ ̂ - Xây dựng bọ dữ liẹu về các biến số kinh tế vĩ mô, mô hình dự báo, dự đoán tình hình kinh tế v̂ ĩ mô, hoạcĥ định các chính sách để đối phó với rủi ro hẹ thống. - Xây dựng hẹ thống tài chính lành mạnh, nâng cao nang lực tài chính và̂ chất luợng hoạt đọng củâ các tổ chức tín dụng, sử dụng hiẹu quả̆ các công cụ của chính sách̛ tiền tẹ. ̂ ̂ - Ngân hànĝ nhà nuớc phải đọc lạp: chủ đọng sử dụng công cụ chính sách tiền tẹ để kiểm soát lạm phát,̛ đảm bảô an ̂ toàn và tự̂ chủ trong công viẹc của Ban lãnh đạô NHNN, phối hợp linh hoạt và chạt chẽ với các chính sách tài khóa.̂ - Co cấu kinh tế phù hợp với nguyên̆ tắc: kiểm soát giá cả mọt số các mạt hàng thiết yếu,̛ chống đọc quyền, lũng đoạn thị truờng, nền kinh tế khônĝ quá nhạy̆ với diễn biến giá cả và ̂tỷ giá. ̛ Tóm lại, với chính sách lạm phát mục tiêu, có thể coi đây là cam kết duy trì ổn định giá cả trong trung và dài hạn, tạo niềm tin cho nguời dân, các doanh nghiẹp, các tổ chức đầu tu trong và ngoài nuớc đối với chính sách tiền tẹ̛ . ̂ ̛ ̛ ̂  Điều hành tỷ giá thạn trọng và ổn định Chính sách tỷ giá sẽ có̂ tác đọng khác nhau đến các chủ thể trong nền kinh tế, vì vạy khi đua ra bất kỳ quyết địnĥ nào cũng cần đạt trong mối tuong quan với các biến̂ số vĩ mơ̂ khác của nền kinh tế nhằm đảm bảo ̆sự phù hợp trong̛ ̛ quá trình điều chỉnh, đáp ứng sự cân bằng trong tổng thể của nền kinh tế. Vì vạy, trong quá trình thực hiẹn, NHNN cần chú trọng mọt số vấn đề sau: ̂ - Điều hànĥ chính sách tỷ giá cần xem̂ xét giá trị đồng tiền của các nuớc mà Viẹt Nam có tỷ trọng thuong mại lớn, nếu đồng tiền những nuớc này mất giá̛ mạnh sô với USD thì hoạt đợ ̛ng xuất khẩu của chúng ta sẽ ảnh̛ huởng nếu nhu tỷ giá VND/USD không thaŷ đổi hoạc giảm xuống. ̛ ̛ - Khi sử dụng công cụ tỷ giá để ̆hỗ trợ cho hoạt đọng xuất khẩu hay nhạp khẩu phải 51 ̂ ̂
xem xét nhiều yếu tố nhu: xem xét khả nang cạnh tranh của hàng xuất khẩu Viẹt Nam mọt cách toàn diẹn,̛ phân tích tác đọ̆ ng của viẹc tang tỷ giá tới hoạt đọnĝ nhạp khẩu,̂ xem xét mứĉ đọ đóng góp cho ̂tang truởnĝ kinh̆ tế của chính sách ̂và nhữnĝ hẹ quả đi kèm. ̂ ̆ ̛ - Viẹc điềû chỉnh tỷ giá nên đi theo lọ trình cam kết, những điều chỉnh tạo ra “cú sốc”̂ cho thị truờng có thể làm tang nghĩâ vụ nợ nuớc ngoài của Chính phủ cũng nhu doanh nghiẹ̛ p và tạo ra làn sónğ di chuyển nguồn̛ vốn không mong muốn trên thị trư ờng tài chính.̂  Chính̛ sách cung tiền tang trưởng phù hợp với nhu cầu của nền kinh tế và lạm phát mục tiêu ̆ Khi thực hiẹn chính sách cung tiền cần huớng tới mục tiêu cụ thể và phù hợp với từng giai đoạn phát̂ triển. Vì mỗi đọng thái nới lỏng̛ hay thắt chạt tiền tẹ đều ảnh huởng đến khả nang thanh khoản trên TTCK̂ nên NHNN cần hết sức thặ n trọng ̂ để tránh những̛ “biến cố” bất̆ ngờ cho nhà đầu tu và thị truờng. ̂ ̛ ̛ Công cụ nghiẹp vụ thị truờng mở (OMO) là công cụ điều tiết khối luợng tiền trong luu thông NHNN thônĝ qua viẹc̛ mua bán tín phiếu kho bạc, trái phiếu Chín̛ h phủ cũng như các phuong tiẹn có giá khác.̂ Để sử dụng công cụ này mọt cách hiẹu quả và linh hoạt, các ̛ co quan̛ ban̛ ngànĥ cần hoàn thiẹn hành lang pháp lý, phát̂ triển thêm̂ các công cụ , kết hợp̛ hài hòa giữa công cụ dự trữ bắt̂ buọc và OMO để kiểm soát luợng tiền luu thông. ̂ ̛ ̛  Chính sách lãi suất ưu tiên kiểm soát lạm phát và hỗ trợ doanh nghiẹp ̂ Viẹt Nam vẫn đang trong giai đoạn kiểm soát và ổn định lạm phát nên viẹc thực hiẹn chínĥ sách tiền tẹ, cụ thể lãi suất cần uu tiên nhiẹm vụ hàng đầu là kiểm soát̂ lạm phát.̂ ̂ ̛ ̂ Để hỗ trợ doanh nghiẹp trong điều kiẹn kinh tế hiẹn nay, giải pháp hạ lãi suất đuợc xem nhu là giải pháp hiẹu quả.̂ Tuy nhiên hậ lãi suất đồnĝ nghĩa với nới lỏng chính sách̛ tiền tẹ và̛ đồng thời tạo áp̂ lực tang tỷ giá. Trong khi đó, tỷ giá tang sẽ tạo áp lực hoạt đọng nĥ ạp khẩu (chi phí đầu vào củă các doanh nghiẹp sử dụng hànğ hóa nhạp khẩu tang cao)̂ và vô̂ tình sẽ ảnh huởng đến kết quả kinh doanh ̂ của doanh nghiẹp. Vì v̂ ạy, để thực̆ ̛ ̂ ̂ 52
hiẹn tốt các mục tiêu đã đề ra, các co quan ban ngành phải tính toán cân nhắc lựa chọn biện pháp hữu hiẹu hon để hỗ trợ doanh̛ nghiẹp. ̂ ̂ ̛ ̂ 5.3.2. Khuyến nghị trong nội tại TTCK Việt Nam 5.3.2.1. Nâng cao chất lượng hàng hóa và đa dạng hóa sản phẩm cho TTCK - Giám sát xử lý các doanh nghiẹp chào bán cổ phiếu ra công chúng không đua cổ phiếu vào giao dịch trong vòng 1̂ nam ̛ ̆ Thủ tuớng Chính phủ đã liên tiếp ban hành các Nghị định 108/2013/NĐ-CP và quyết định 51/2014/QĐ̛ -TTg để buọc những DNNN sau khi phát hành chứng khoán lần đầu phải lên sàn giao dịch trong thời ̂gian tối đa là 1 nam. Tuy nhiên có những vấn đề cần xem xét đó là khi DNNN thực hiẹn IPO chịu sự điều ̆ chỉnh bởi hẹ thống pháp luạt quy định về cổ phần hóa chứ không phảî hẹ thống pháp luạt về chứng khoán,̂ nên áp dụnĝ chế tài quy định tại Nghị định 108/2013 là̂ không phù hợp,̂ mọt vấn đề khác nữa là nếu các DNNN sau khi tiến hành IPO không đáp ứng đuợc tiêu chuẩn̂ của công ty đại chúng nhu quy định thì họ không cần phải đang ký giao dịch.̛ Nhu vạy, bên cạnh viẹc giám sát xử lý ̛ các doanh nghiẹp vi phạm, các co ̆ quan quản lý nên có ̛ kiến̂ nghị để sửa đổi,̂ bổ sung các biẹn pháp chế tàî hợp lý để các DNNN̛ không thể né tránh viẹc niêm yết trên các sàn chứnĝ khoán. ̂ - Xây dựng co chế và lọ trình thực hiẹn Quản trị rủi ro cho các công ty niêm yết ̛ ̂ ̂ Nhằm huớng tới phát triển bền vững cho doanh nghiẹp và cho thị truờng, công tác quản trị rủi ro chơ các doanh nghiẹp cũng cần đuợc chú trọng.̂ Quản trị rủi ̛ ro đuợc xem nhu là phuong pháp đo luờng, quản̂ lý các rủi ro ̛ trong hoạt đọng của các công ty̛ niêm yết, ̛ những ̛ chử thể này vốn̛ hoạt đọng trong nhiều ngành nghề,̂ thuờng xuyên phải đối mạt với nhiều rủi ro khác nhau. Trên̂ thực tế, các công ty niêm yết ̛thực hiẹn huy đọng vốn̆ qua nhiều kênh khác nhau, đạc biẹt là từ TTCK, và trong quá trình nàŷ không thể̂ tránh khỏi mâu thuẫn lợi ích giữa ngŭ ời sở̂ hữu (các cổ đông) và nguời quản lý điều hành. Vì vạy, viẹc nhạn diẹn và xây dựng mơ̂ hình QTRR tốt giúp các công̛ ty hạn chế đuợc các ̂ ̂ ̂ ̂ ̛ 53
tình huống bất ngờ, chuẩn bị kịch bản đối phó với rủi ro tốt hon. Do đó, các công ty niêm yết đã rất nỗ lực trong viẹc nâng cao chất luợng công bố thông̛ tin và QTRR, nhung trong quá trình thực hiẹn các cônĝ ty vẫn gạp khớ khan, vuớng mắc. Do đó các công ̛ ty niêm yết nên xây dựng ̂và tang cuờng tính hĭ ẹu quả củă hẹ thống̛ QTRR doanh nghiẹp, không xây dựng theo kiểu đốĭ phó, ̛tùy theo ngànĥ nghề, quŷ mô và nguồn nhân lực mà̂ công ty phát triển cho mình mọt chiến luợc QTRR phù hợp. Trong quá trình hoạt đọng phải giám sát hoạt đọng quản trị rủî ro thường xuyên, có các chuong trình đánh giá địnĥ kỳ, thực hiẹn các chû ong trình đào tạo về kiểm̛ soát nọi bọ, kiểm ̛toán̛ nọi bọ và kế toán ̂ ̛ ̛ ̂ ̂ ̂ ̂ - Tạo điều kiẹn cho TTCK phái sinh phát triển ̂ Từ nam 2016, Viẹt Nam sẽ có TTCK phái sinh, đây đuợc xem là buớc ngoạc quan trọng để nânğ hạng cho TTCK̂ lên mọt vị thế mới, tang thu hút̛ dòng vốn đầư tu từ ̆ các tổ chức đầu tu lớn. Để TTCK phái sinh ̂ hoạt đọng hiẹ̆u quả, các đon vị liên quan̛ cần tạp trung vào các̛ nhiẹm vụ chủ yếu: ̂ ̂ ̛ ̂ ̂  Hoàn thiẹn khuôn khổ pháp lý góp phần tạo sự lành mạnh cho thị truờng tài chính là điều kiệ n cần thiết cho sự hình thành và phát triển của thị truờng phái̛ sinh. Do tính chất phứĉ tạp của các sản phẩm phái sinh nên ngoài những̛ quy định về tổ chức hoạt đọng thị truờng phái sinh, các co quan cũng nên giám sát chạt chẽ và định huớng cụ̂ thể cho thị̛ truờng này. ̛ ̆  Đầu tu xây̛ dựng nền tảng công̛ nghẹ thông tin hiẹn đại nhằm đáp ứng kịp thời các giao dịch̛ chứng khoán phái sinh. ̂ ̂  Đẩy mạnh công tác đào tạo, nâng cao chất luợng nguồn nhân lực và trình đọ hiểu biết về sản phẩm phái sinh. ̛ ̂ 5.3.2.2. Kích cầu và khơi thông nguồn vốn Triển khai nâng hạng TTCK Viẹt Nam trên bảng xếp hạng MSCI và S&P DJ ̂ Các tiêu chí chung trong phân loại TTCK là quy mô thị truờng, thanh khoản, tỷ lẹ sở hữu của nhà đầu tu nuớc ngoài, khả nang tự do chuyển đổi ̛ ngoại tẹ, phuong thứĉ thanh toán sau giao dịch,̛ ̛ quy định về giaŏ dịch bán khống và cho vay ̂ chứng̛ ̛ khoán. Những thuớc đo này là co sở để nhà đầu tu nuớc ngoài đua ra quyết định đầu tu vào thị 54 ̛ ̛ ̛ ̛ ̛ ̛
truờng. TTCK Viẹt Nam đang đuợc xếp vào nhóm thị truờng cạn biên, và đuợc đánh giá là cớ tiềm nang để ̂xếp vào nhóm các̛ thị truờng mới nổi của̛ bảnĝ phân hạng MSCI.̛ Theo UBCKNN, tronğ số các tổ chức xếp hạng TTCK,̛ MSCI đuợc đánh giá là tổ chức có uy tín và sự ảnh huởng lớn nhất trong viẹc xây dựng các tiêu chí̛ phân hạng thị truờng nhằm tạo công cụ hỗ trợ̛ cho các nhà đầu tu ̂vào TTCK. Những tiêu chí do MSCI đua̛ ra là phù hợp với tiêu chuẩn quốc tế, cho nên ̛nếu thỏa mãn những tiêu chí cụ thể của̛ MSCI thì cũng sẽ thỏa mãn những tiêu chí của S&P DJ. Do đó, viẹc nâng hạng thị truờng theo phân loại MSCI là định huớng thích hợp của TTCK Viẹt ̂ Nam. Nếu đuợc nâng̛ hạng, chúng ta sẽ có nhiều co họi phát̛ triển nhờ thu hút đuợc luợnĝ vốn từ các nhà̛ đầu tu quốc tế. Đứng truớc co họi phát̛ ̂ triển này, chúng ta cần triển̛ khai̛ đồng bọ nhiều giải pháp̛ để đạt đuợc những̛ tiêư chí̂ xếp hạng của MSCI: ̂ ̛  Về quy mô và thanh khoản thị truờng: ̛ Hiẹn nay, theo thống kê tỷ lẹ vốn hóa của các công ty lớn nhất tại Viẹt Nam mới chỉ đóng góp̂ với con số khá khiêm ̂ tốn tại mọt số rổ chỉ số thị truờng cạn biên̂ (2,54% trong rổ chỉ số S&P Frontier Broad Market Index,̂ 4,77% trong rơ̂̉ chỉ số̂ DJ Frontier Total Stock Market, 3,73% trong rổ chỉ số MSCI Frontier Markets Index). Về tỷ lẹ vốn hóa TTCK trên GDP, tiêu chuẩn đối với bọ chỉ số EM là 50%, trong khi tỷ lẹ nàŷ của Viẹt Nam chỉ mới hon 30%. Truờng hợp TTCK̂ Viẹt Nam đuợc nâng hạng, tỷ l̂ ẹ này sẽ còn̂ nhỏ hon rất nhiều.̛ Do đó, để̛ thực hiẹn công táĉ nâng hạng̛ mọt cách hiẹu quả,̂ cần tích cực đua̛ các cổ phiếu các công ty có giá̂ trị vốn hóa lớn lên niêm̂ yết để tâ ng giá trị vốn hóa của̛ thị truờng. ̆ ̛ Vì vạy, chúng ta cần phát triển những công ty đại chúng lớn có tầm vóc trong khu vực và thế giới.̂ Số luợng doanh nghiẹp của Viẹt Nam đang ngày càng tang lên và góp phần không nhỏ vào sự̛ phát triển của đất̂ nuớc. Tuŷ nhiên, số doanh nghiẹ̆ p quy mô lớn chỉ chiếm khoảng 2%, số luợng doanh nghiẹ̛ p quy mô vừa cũng có tỷ lẹ tû ong ứng, và còn lại khoảng 96% là quy mơ̂ nhỏ và siêu nhỏ.̂ Chúng ta đang tạo điều kî ẹn̛ ̛ cho doanh nghiẹp mới phát triển, đang từng buớc nâng cao nang lực cạnh tranh chô các doanh nghiẹp,̂ nhung chua có sự đầu tu hợp̛ lý cho các doanh̆ nghiẹp quy mô lớn. Xu huớng thiếu ̂doanh ̛ nghiẹp̛ quy mô lớn này̛ ngày càng gia tang xét về ̂ tiêu chí vốn và lao đợ ng. ̂ ̆ ̂ 55
Thiếu vắng DN lớn tham gia vào chuỗi giá trị toàn cầu ảnh huởng rất lớn đến tiềm nang phát triển và vị thế của TTCK Viẹt Nam trên thế giới. Nguyên̛ nhân vì đâu mà các DN̆ mãi chua chịu “lớn”? Hiẹn nay có ̂thể thấy các thể chế hỗ trợ thị truờng hoạt đọng kém hiẹu quả,̛ các giải pháp chínĥ sách để nâng cao nang lực cạnh tranh ̛và hỗ trợ phát̂ triển DN̂ còn ít, các chính sách hỗ trợ duờng nhu chỉ mớĭ tạp trung ở viẹc đang ký kinh doanh, tạo điều kiẹn khởi nghiẹp chứ chua̛ phải dành̛ cho sự ̂ tang truởng ̂của ̆DN. Thạm chí có nhiều chính ̂ sách uu đãi chỉ̂ dành chơ các doanh nghiẹp vừă và ̛nhỏ, nên các DN nàŷ cũng chua có đủ đọng lực̛ để lớn hon. Bên cạnh đó là nhữnĝ hạn chế về nguồn nhân sự cấp cao,̛ trình đọ cônĝ nghẹ thấp, tiếp̛ cạn vốn tín dụng dài hạn khó khan ̂ ̂ ̂ ̆ Để Viẹt Nam có thêm nhiều DN lớn cần tạp trung vào mọt số giải pháp trọng tâm nhu: Đổi mới ̂ thể chế, tạo điều kiẹn hỗ trợ DN phát̂ triển với tiêû chí không chú trọng tang̛ nhanh số luợng, mà tạp trung ̂hon về chất luợng tang truởng bền vững, co cấu DN hợp̆ lý. Ban hành̛ quy định về̂ công nghi̛ ẹp hỗ trợ để̛ có giảĭ pháp̛ đọt phá ở mọt sơ̂́ ngành, sản phẩm trọng điểm, tạo điều kiẹn cho khû vực tu nhân. Phát triển ̂ nguồn nhân̂ lực trình đọ cao, thành lạp các co sở đào tạô bài bản về nhân̛ lực cấp cao, tang cuờng phối hợp đào tạô với các chuyên̂ gia trên̛ thế giới về nhiều lĩnh vực. Nâng cao nă ng lực̛ cán bọ quản lý nhà nuớc trong thiết kế chính sách, quy hoạch và thực hiẹn phát triển̆ kinh tế, ̂thực thi chính sách.̛ Thúc đẩy các hoạt đọng mua bán, sáp nhạp, tạô điều kiẹn hình thành những DN lớn và phát triển bền vững. ̂ ̂ ̂  Về khả nang tiếp cạn thị truờng ̆ ̂ ̛ Thị truờng chứng khoán mới nổi đòi hỏi đọ mở lớn của thị truờng đối với sở hữu nuớc ngoài, và̛ sự hiẹn diẹn của các tổ chức đầu tu nû ớc ngoài sẽ góp phần̛ làm thị truờng chứng̛ khoán phát triển̂ và̂ minh bạch hon. Hiẹn nay̛ ̛theo QĐ 55/2009 quy định tỷ lẹ̛ sở hữu của khối ngoại trên TTCK chỉ đuợc nắm̛ giữ̂ 49% tổng số cổ phần luu hành của cônĝ ty đại chúng, tuy nhiên theo Luạt Doanh̛ nghiẹp và Luạt đầu tu 2014 quy̛ định mọt công ty có vốn đầu tu nuớc ngoài đuợĉ sở hữu 51% ̂ vốn điềû lẹ của ̛công ty đại chúng gâŷ ra sự khó hiểu cho ̛ nhà̛ đầu tu. Vì ̛ vạy, Ủy ban Chứng khoán ̂ Nhà nuớc cần đua ra tỷ lẹ sở hữu của nhà đầu tu nuớc ngoài̛ cụ ̂thể hon và đồng thời xử lý dứt điểm̛ về viẹ̛ c tang tỷ̂ lẹ sở hữu cho khối ngoại̛ ̛có thể lên 60 – 70%̛ nhu các nuớc trong khu vực. ̂ ̆ ̂ ̛ ̛ 56
 Quy định các doanh nghiẹp phải cung cấp thông tin bằng tiếng Anh ̂ Ngày càng có nhiều nhà đầu tu nuớc ngoài quan tâm đến TTCK Viẹt Nam, điều này đòi hỏi các DN cần cung cấp thôn̛ g ̛tin cho nhà đầu tu cả 2 ngôn ngữ ̂ Anh – Viẹt nhằm xóa bỏ rào cản ngôn ngữ cho nhà đầu tu nuớc ngoài.̛ Những nam gần đây, viẹĉ công bố thông tin bằng tiếng Anh thông qua website̛ ̛ của DN và báo cáŏ thuờng niên̂ đang đuợc khuyến khích và hỗ trợ rất nhiều bởi các co quan chức nang và đã cớ những cải thiẹn̛ đáng kể. Tuong lai cần có những biẹn pháp cứng̛ rắn hon nhŭ ra những quy định liên quan̂ đến viẹc công̛ ̛ bố thông tin bằng tiếnĝ Anh bao gồm báơ cáơ tài chính, báo cáo thuờng niên, nghị̂ quyết đại họi đồng cổ đông và website. ̛ ̂ - Nâng tỷ lẹ cổ phiếu tự do chuyển nhuợng tại các DN niêm yết có sở hữu nhà nuớc ̂ ̛ ̛ Hiẹn nay nhiều doanh nghiẹp niêm yết có phần lớn sở hữu Nhà nuớc nên tỷ lẹ cổ phiếu tự dô chuyển nhuợng thấp, ̂ nguyên nhân này làm cho giá trị giaơ dịch trên ̂ thị truờng chứng khoán bị hạn̛ chế và là bất cạp cho thanh khoản trên TTCK. ̛ ̂ - Nâng cao ý thức công bố thông tin của các doanh nghiẹp và nhà đầu tu thông qua viẹc đẩy mạnh tuyên truyền pháp luạt chứng khoán và TTCK,̂ tang cuờng̛ hiểu biết chô nhà đầu tu và doanh nghiẹp. ̂ ̆ ̛ - Phát triển các ̛ định chế đầu tû chuyên nghiẹp và xây dựng các quy định về xếp hạng tín nhiẹm, thiết lạp tổ chức̛ định mức tín ̂ nhiẹm của Viẹt Nam. ̂ ̂ ̂ ̂ 5.4. Hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo Vì thời gian và kiến thức bản thân có hạn nên cũng không tránh khỏi những thiếu sót và hạn chế nhu sau: ̛ - Đề tài chỉ mới phân tích 5 biến kinh tế vĩ mô, nên còn nhiều biến khác chua đuợc nghiên cứu nhu: đầu tu trực tiếp nuớc ngoài, triển vọng của ngành, cán cân̛ thanh̛ toán quốc tế, hành̛ vi nhà̛ đầu tu, chỉ̛ số sản xuất công nghiệp Viẹc giới hạn biến nghiên cứu có thể làm ảnh huởng̛ đến kết quả nghiên cứu vì khả nanĝ có thể đã bỏ qua mọt số biến giải thích quan̛ trọng. ̆ ̂ 57
- Nghiên cứu chỉ có 120 biến quan sát, tuy đạt yêu cầu về cỡ mẫu nhung chuỗi thời gian không đủ dài, điều này có thể ảnh huởng đến cỡ mẫu. ̛ - Về các dữ liẹu sử dụng cho nghiên cứu:̛ giá dầu tại Viẹt Nam chua đuợc điều chỉnh đồng bộ với giá dầu thế giới và lãi suất sử dụng là̂ lãi suất chơ vay̛ theo thống kê của IMF̂ cũng chua phản ánh đuợc lãi suất cụ thể của thị truờng, những hạn chế về thu thạp dữ liẹu trên̛ cũng làm ảnh̛ huởng đến kết quả nghiên̛ cứu. - Nghiên cứu chỉ thựĉ hiẹn ̂ với chỉ số giá chứng khoán̛ Vn-Index nên chua phản ánh bao quát toàn thị truờng.̂ ̛ ̛ 58
TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Abdul Rafay, Farah Naz & Saman Rubab, (2014). “Causal relationship between macroeconomic variables: Evidence from Developing Economy”, Vol 3, No 2, 88- 99. [2] Adman Hussian, Irfan Lal, Muhammad Mubin, (2009). “Short run and Long run Dynamics of Macroeconomic Variables and Stock prices: Case study of KSE (Karachi Stock Exchange)”, Kashmir Economic Review, Vol XVIII, No 1&2, 43- 61. [3] Asmy, Mohamed; Rohiliana, Wisam; Hassama, Aris và Fouad, Md, (2010). “Effects of Macroeconomic Variables on Stock Prices in Malaysia: An Approach of Error Correction Model”, The Global Journal of Finance and Economics, Vol 7, No 2, 133-152. [4] Christopher Gan, Minsoo Lee, Hua Hwa Au Yong, Jun Zhang, (2006). “Macroeconomic variables and Stock market interactions: New Zealand evidence”, Investment Management and Financial Innovations, Vol 3, 89-101. [5] Khaled Hussainey and Le Khanh Ngoc, (2009). “The impact of macroeconomic indicators on Vietnamese stock prices”. The Journal of Risk Finance, Vol 10, 321 – 332. [6] Muhammad Hussain, Muhammad Aamir, Rasool, Fayyaz & Mumtaz, (2012). “The impact of Macroeconomic Variables on Stock Prices: An Empirical Analysis of Karachi Stock Exchange”, Mediterranean Journal of Social Sciences, Vol 3, 295-312. [7] Neda Bashiri, (2011). “The Study of Relationship between Stock Exchange Index and Gold Price in Iran and Armenia”. [8] Hoàng Thị Phuong Anh, Lê Thị Lanh, Huỳnh Thị Cẩm Hà, Lê Thị Hồng Minh (2014). “Kiểm định̛ ̛ các nhân tố vĩ mô tác đọng đến thị truờng chứng khoán Viẹt 59 ̂ ̛ ̂
Nam”, Tạp chí Khoa học, Số 3 (2), 70 – 78. [9] Nguyễn Minh Kiều, Nguyễn Van Điẹp & Lê Nguyễn Hoàng Tâm (2013). “Các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến đọ̆ ng củâ thị truờng chứng khoán Viẹt Nam”, Tạp chí tài chính, Số 11. ̂ ̛ ̂ [10] Phan Thị Bích Nguyẹt & Phạm Duong Phuong Thảo, (2013). “Phân tích tác đọng của các nhân tố kinĥ tế vĩ mô ̛ đến̛ thị ̛ trư ờng chứng khoán Viẹt Nam”, Nghiên̂ cứu & Trao Đổi, Số 8 (18), 34-41. ̛ ̂ [11] Chính phủ (2012), Phê duyẹt chiến luợc phát triển thị truờng chứng khoán Viẹt Nam giai đoạn 2011 – 2020̂ . ̛ ̛ ̂ [12] Ủy ban Kinh tế Quốc họi Viẹt Nam (2012), “Lạm phát mục tiêu và hàm ý đối với khuôn khổ chính sách tiền̂ tẹ ở ̂ Viẹt Nam”, Dự án nghiên cứu. ̂ ̂ 60
PHỤ LỤC 1. Bảng số liệu trong mô hình VNI EX OP LR CPI M2 2006m1 308.23 15876.85 65.49 11.18 102.70 677,388.47 2006m2 344.34 15886.17 61.63 11.18 104.90 675,823.17 2006m3 440.18 15879.48 62.69 11.18 104.40 699,988.45 2006m4 563.03 15937.75 69.44 11.18 104.60 704,993.71 2006m5 559.99 15940.33 70.84 11.18 105.20 714,822.65 2006m6 526.59 15945.27 70.95 11.18 105.60 727,165.42 2006m7 480.40 15958.19 74.41 11.18 106.00 735,204.80 2006m8 457.85 15972.86 73.04 11.18 106.40 751,781.43 2006m9 513.48 15998.14 63.80 11.18 106.70 753,011.88 2006m10 526.52 16026.38 58.89 11.18 107.00 767,106.29 2006m11 572.29 16057.23 59.08 11.18 107.60 789,929.68 2006m12 729.20 16082.00 61.96 11.18 108.20 841,010.72 2007m1 929.63 16125.43 54.51 11.18 109.30 872,549.42 2007m2 1083.76 16070.53 59.28 11.18 111.70 905,454.77 2007m3 1110.99 16087.48 60.44 11.18 111.40 949,181.07 2007m4 1002.78 16114.57 63.98 11.18 112.00 979,672.94 2007m5 1046.35 16111.36 63.45 11.18 112.80 1,005,313.90 2007m6 1044.65 16118.67 67.49 11.18 113.80 1,029,561.73 2007m7 987.93 16134.88 74.12 11.18 114.90 1,056,450.93 2007m8 905.38 16160.40 72.36 11.18 115.50 1,076,896.02 2007m9 954.71 16164.64 79.92 11.18 116.10 1,110,983.42 2007m10 1090.92 16162.30 85.80 11.18 117.00 1,154,499.28