Quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và biến ñộng thị trường chứng khoán: bằng chứng nghiên cứu từ thị trường Việt Nam

Nguyễn Minh Kiều
• Nguyễn Văn ðiệp
Trường ðại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh
(Bài nhận ngày 18 tháng 03 năm 2013, hoàn chỉnh sửa chữa ngày 21 tháng 10 năm 2013)
TÓM TẮT:
Nghiên cứu này nhằm ño lường mối
quan hệ của bốn yếu tố kinh tế vĩ mô bao
gồm: chỉ số giá tiêu dùng (ño lường mức ñộ
lạm phát), tỷ giá hối ñoái VND/USD, cung
tiền M2, giá vàng trong nước ñến mức ñộ
biến ñộng của thị trường chứng khoán Việt
Nam (thông qua chỉ số giá chứng khoán VNIndex). Kết quả nghiên cứu cho thấy: trong
dài hạn, giữa chỉ số giá chứng khoán VNIndex với cung tiền M2 và giá vàng trong
nước có mối quan hệ tích cực, với lạm phát
có mối quan hệ tiêu cực; trong khi ñó tỷ giá
hối ñoái và chỉ số giá chứng khoán không có
mối liên hệ nào. Trong ngắn hạn, chỉ số giá
chứng khoán hiện tại có mối quan hệ cùng
chiều với chỉ số giá chứng khoán tháng trước
và quan hệ ngược chiều với tỷ giá hối ñoái.
Tốc ñộ ñiều chỉnh dự kiến chỉ ra rằng: thị
trường chứng khoán Việt Nam hội tụ ñến
trạng thái cân bằng trong dài hạn là chậm:
mất khoảng 8 tháng (ñiều chỉnh khoảng
13,04% mỗi tháng) ñể ñạt ñến trạng thái cân
bằng dài hạn.
T
khóa: Chỉ số giá chứng khoán, yếu tố kinh tế vĩ mô, biến ñộng, VN-Index
1. GIỚI THIỆU
“Một thị trường vốn hiệu quả là thị trường mà
giá của chứng khoán ñiều chỉnh tức thời khi xuất
hiện các nguồn thông tin mới”; hay nói cách khác
giá hiện tại của cổ phiếu ñã thể hiện tất cả các
thông tin về cổ phiếu ñó. ðược Fama (1970) ñưa
ra với nền tảng vững chắc, lý thuyết thị trường
hiệu quả hay giả thuyết thị trường hiệu quả
(Efficient Market Hypothesis – EMH) ñã ñặt ra
cơ sở lý thuyết cực kỳ quan trọng cho các nhà
làm chính sách cũng như cho các nhà ñầu tư
chứng khoán. Theo ñó, các nhà làm chính sách có
thể tự do thi hành các chính sách vĩ mô quốc gia
mà không cần phải lo sợ rằng các chính sách này
sẽ làm thay ñổi bản chất của thị trường chứng
khoán vì chúng chỉ ảnh hưởng ñến chỉ số giá
chứng khoán mà thôi.
Dưới ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô lên thị
trường chứng khoán, EMH nói rằng: sự cạnh
tranh giữa các nhà ñầu tư – những người luôn
muốn tối ña hóa lợi nhuận của mình – bảo ñảm
tất cả các thông tin hiện tại ñược cho là có liên
quan ñến việc thay ñổi của các yếu tố vĩ mô sẽ
phản ánh ñầy ñủ vào trong giá chứng khoán, nên
nhà ñầu tư không thể kiếm ñược các tỷ suất sinh
lợi bất thường thông qua dự ñoán xu hướng thị
trường chứng khoán trong tương lai. Có thể nói
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 16, SOÁ Q3- 2013
Trang 87
một cách ngắn gọn là các nhà ñầu tư không thể
khôn hơn thị trường (Samuelson, 2007).
Do ñó, các nhà tư vấn ñầu tư sẽ không thể ñưa
ra những nhận ñịnh giúp khách hàng của mình
kiếm ñược thu nhập trên mức trung bình hay nói
cách khác: một tỷ suất sinh lợi vượt trội (ngoại
trừ việc thực hiện các giao dịch dựa trên thông tin
nội gián – một vấn ñề bị nghiêm cấm và nếu vi
phạm sẽ bị trừng phạt bởi pháp luật); và như vậy
sẽ không thể có ngành công nghiệp môi giới
chứng khoán, nếu họ tin vào kết luận của EMH.
Trái ngược hoàn toàn với kết luận của EMH,
các bằng chứng cho thấy các yếu tố vĩ mô quan
trọng có thể giúp dự báo ñược chuỗi tỷ suất sinh
lợi tích lũy. Phản bác lại kết luận của EMH, ta có
thể kể ñến những nghiên cứu của Gan, Lee và
Zhang (2006), Mukhejee và Naka (1995),
Rahman, Sidek và Tafri (2009), Narayan, K.P. và
Narayan, S. (2010) tất cả ñều khẳng ñịnh là các
yếu tố vĩ mô rõ ràng có ảnh hưởng ñến thu nhập
và biến ñộng chỉ số giá chứng khoán.
Ngoài ra, lý thuyết kinh tế học còn ñưa ra giả
thuyết rằng, giá chứng khoán không chỉ phản ánh
các thông tin hiện có mà còn phản ánh chính xác
các kỳ vọng về hoạt ñộng tương lai của doanh
nghiệp. Nếu giá chứng khoán phản ánh chính xác
các yếu tố vĩ mô cơ bản, thì nó có thể ñược sử
dụng như là một chỉ báo hàng ñầu về tình trạng
của nền kinh tế trong tương lai.
Ở thị trường Việt Nam, việc thay ñổi trong các
chính sách cũng như các yếu tố số vĩ mô thường
xảy ra khá ñột ngột nên thường có tác ñộng khá
mạnh (cả tích cực và tiêu cực) lên thị trường
chứng khoán và tâm lý của các nhà ñầu tư. Do
ñó, việc nghiên cứu “Quan hệ giữa các yếu tố
kinh tế vĩ mô và biến ñộng thị trường chứng
khoán Việt Nam” là rất quan trọng khi chính phủ
xem xét ñưa ra các chính sách cho quốc gia;
những nhà ñầu tư sẽ có những quyết ñịnh hợp lý
hơn trong kinh doanh ñầu tư cổ phiếu.
ðể ñạt ñược mục tiêu vừa nêu, phần tiếp theo
sẽ trình bày cơ sở lý thuyết của vấn ñề nghiên
cứu. Kế ñến là phần mô tả về phương pháp
nghiên cứu. Kết quả kiểm nghiệm mô hình sẽ
ñược trình bày sau ñó. Cuối cùng là phần bình
luận về kết quả và phần kết luận của nghiên cứu.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT
2.1. Chỉ số giá chứng khoán
Chỉ số thị trường chứng khoán là một giá trị
thống kê phản ánh tình hình của thị trường cổ
phiếu. Nó ñược tổng hợp từ danh mục các cổ
phiếu theo phương pháp tính nhất ñịnh. Thông
thường, danh mục sẽ bao gồm các cổ phiếu có
những ñiểm chung như cùng niêm yết tại một sở
giao dịch chứng khoán, cùng ngành hay cùng
mức vốn hóa thị trường.
Theo Nguyễn Minh Kiều và Bùi Kim Yến
(2009): “Chỉ số giá chứng khoán là chỉ báo giá
cổ phiếu phản ánh xu hướng phát triển của thị
trường cổ phiếu, thể hiện xu hướng thay ñổi của
giá cổ phiếu và tình hình giao dịch trên thị
trường”.
Các chỉ số giá chứng khoán có thể do sở giao
dịch chứng khoán ñịnh ra (ví dụ VN-Index), cũng
có thể do hãng thông tin (ví dụ Nikkei 225) hay
một thể chế tài chính nào ñó ñịnh ra (ví dụ Hang
Seng Index).
Chỉ số giá chứng khoán ñược theo dõi chặt
chẽ và ñược các nhà kinh tế học quan tâm vì nó
có mối liên quan chặt chẽ ñến tình hình kinh tế,
chính trị, xã hội của một quốc gia và thế giới.
Mỗi thị trường chứng khoán ñều công bố một
hoặc một vài chỉ số giá chứng khoán, có thể là
chỉ số cho tất cả cổ phiếu trên thị trường của một
quốc gia, như chỉ số giá Hang Seng của Hồng
Kông, chỉ số giá cổ phiếu tổng hợp của Hàn
Quốc (KOSPI); có thể là chỉ số cho từng ngành,
nhóm ngành, như chỉ số giá cổ phiếu ngành công
nghiệp của Mỹ (DJIA) (Nguyễn Minh Kiều và
Bùi Kim Yến, 2009).
Biến ñộng thị trường chứng khoán
Biến ñộng (Volatility) là một thước ño cho
thấy khuynh hướng của một thị trường hoặc một
chứng khoán sẽ tăng giá hay rớt giá trong một
SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 16, No.Q3- 2013
Trang 88
khoảng thời gian. Biến ñộng có thể quan sát bằng
cách nhìn vào những thay ñổi trong quá khứ của
giá cổ phiếu (Krainer, 2002).
Chỉ số giá chứng khoán có thể ñược xem như
là nền tảng và thước ño sự biến ñộng cơ bản cho
thị trường chứng khoán. Tại Mỹ, chỉ số giá
chứng khoán S&P 500 thường ñược sử dụng
ñánh giá sự biến ñộng thị trường chứng khoán do
mức ñộ bao phủ rộng rãi của nó. Mặc dù chỉ tập
trung vào các công ty có mức ñộ vốn hóa lớn,
nhưng với ñộ bao quát khoảng 75% chứng khoán
Mỹ, chỉ số này ñã trở thành ñại diện thích hợp
cho toàn bộ nền kinh tế Mỹ. Hay chỉ số FTSE100 ñược xem như phong vũ biểu của nền kinh tế
Anh và là chỉ số cổ phiếu hàng ñầu ở châu Âu.
2.2. Biến ñộng thị trường chứng khoán
Biến ñộng (Volatility) là một thước ño cho
thấy khuynh hướng của một thị trường hoặc một
chứng khoán sẽ tăng giá hay rớt giá trong một
khoảng thời gian. Biến ñộng có thể quan sát bằng
cách nhìn vào những thay ñổi trong quá khứ của
giá cổ phiếu (Krainer, 2002).
Chỉ số giá chứng khoán có thể ñược xem như
là nền tảng và thước ño sự biến ñộng cơ bản cho
thị trường chứng khoán. Tại Mỹ, chỉ số giá
chứng khoán S&P 500 thường ñược sử dụng
ñánh giá sự biến ñộng thị trường chứng khoán do
mức ñộ bao phủ rộng rãi của nó. Mặc dù chỉ tập
trung vào các công ty có mức ñộ vốn hóa lớn,
nhưng với ñộ bao quát khoảng 75% chứng khoán
Mỹ, chỉ số này ñã trở thành ñại diện thích hợp
cho toàn bộ nền kinh tế Mỹ. Hay chỉ số FTSE100 ñược xem như phong vũ biểu của nền kinh tế
Anh và là chỉ số cổ phiếu hàng ñầu ở châu Âu.
2.3. Quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và
biến ñộng thị trường chứng khoán
2.3.1. Lạm phát và thị trường chứng khoán
Lạm phát là sự mất giá của ñồng tiền, nó làm
thay ñổi hành vi tiêu dùng và ñầu tư của dân cư.
Lạm phát thường ñược ño qua chỉ số giá tiêu
dùng.
Kinh nghiệm từ các nước phát triển cho thấy
lạm phát và thị trường chứng khoán có mối liên
hệ nghịch chiều, bởi lẽ xu hướng của lạm phát
xác ñịnh tính chất tăng trưởng. Lạm phát tăng cao
luôn là dấu hiệu cho thấy nền kinh tế ñang nóng,
báo hiệu sự tăng trưởng kém bền vững, trong khi
thị trường chứng khoán như chiếc nhiệt kế ño sức
khỏe nền kinh tế.
Khi lạm phát tăng cao, tiền mất giá, người dân
không muốn giữ tiền mặt hoặc gửi tiền trong
ngân hàng mà chuyển sang nắm giữ vàng, bất
ñộng sản, ngoại tệ mạnh… khiến một lượng vốn
nhàn rỗi ñáng kể của xã hội nằm im dưới dạng tài
sản chết. Thiếu vốn ñầu tư, không tích lũy ñể mở
rộng sản xuất, sự tăng trưởng của doanh nghiệp
nói riêng và cả nền kinh tế nói chung sẽ chậm lại.
Lạm phát tăng cao còn ảnh hưởng trực tiếp tới
các doanh nghiệp: dù hoạt ñộng kinh doanh vẫn
có lãi, chia cổ tức ở mức cao nhưng tỷ lệ cổ tức
khó gọi là hấp dẫn khi lạm phát cao. ðiều này
khiến ñầu tư chứng khoán không còn là kênh sinh
lợi.
Leeb và Conrad (1996) ñã thống kê tỷ lệ lạm
phát, tỷ lệ tăng trưởng của thị trường chứng
khoán Mỹ trong giai ñoạn từ năm 1929 ñến năm
1981 và nêu mối liên hệ: “Lạm phát tăng cao
luôn là kẻ thù của thị trường cổ phiếu”. Kết quả
này hoàn toàn phù hợp với bằng chứng nghiên
cứu thực nghiệm của Gan, Lee và Zhang (2006);
Jiranyakul (2009).
2.3.2. Cung tiền và thị trường chứng khoán
Quan hệ cơ bản giữa lượng cung tiền và thị
trường chứng khoán rõ ràng là cùng chiều ñược
thể hiện thông qua chính sách tiền tệ.
Chính sách tiền tệ mở rộng:
Nếu lượng cung tiền mở rộng sẽ dẫn ñến một
sự gia tăng trong tiêu dùng hàng hóa cũng như
làm gia tăng việc sử dụng các tài sản tài chính mà
chứng khoán là một trong số ñó. Khi lượng cung
tiền tăng, thanh khoản vượt trội sẽ ảnh hưởng ñến
thị trường chứng khoán khá mạnh do tác ñộng
của chính sách tiền tệ tương ñối nhanh và trực
iếp. Chính sách mở rộng tiền tệ làm giảm lãi suất
của nền kinh tế, làm giảm lãi suất chiết khấu của
chứng khoán qua ñó làm tăng giá kỳ vọng và
tăng thu nhập.
Chính sách tiền tệ thắt chặt:
Lãi suất cao hơn do ảnh hưởng của chính sách
tiền tệ thắt chặt thường có tác ñộng xấu cho thị
trường chứng khoán. Lý do: thứ nhất, làm giảm
giá của chứng khoán do làm tăng lãi suất chiết
khấu trong các mô hình ñịnh giá; thứ hai, làm cho
các chứng khoán thu nhập cố ñịnh trở thành một
lựa chọn hấp dẫn hơn làm giảm thanh khoản vào
cổ phiếu; thứ ba, làm giảm xu hướng vay mượn
ñể ñầu tư vào chứng khoán; và cuối cùng, làm
tăng chi phí vận hành doanh nghiệp do ñó ảnh
hưởng ñến lợi nhuận công ty.
Nghiên cứu của Friedman và Schwartz (1963)
ñã ñưa ra lời giải thích ñầu tiên về mối quan hệ
giữa lượng cung tiền và thu nhập chứng khoán,
theo ñó một sự gia tăng trong cung tiền sẽ làm
gia tăng thanh khoản và tín dụng cho nhà ñầu tư
cổ phiếu dẫn ñến giá các chứng khoán cao hơn.
Jiranyakul (2009), Mukherjee và Naka (1995),
Kwon và Shin (1999), Sellin (2001) cũng cho
thấy rằng một cú sốc cung tiền tích cực sẽ dẫn
ñến một sự gia tăng trong giá cổ phiếu. Họ cho
rằng một sự thay ñổi trong cung tiền sẽ cung cấp
thông tin cho nhu cầu về tiền. Nếu cung tiền tăng,
có nghĩa là nhu cầu về tiền tệ tăng, dẫn ñến tín
hiệu tăng cho hoạt ñộng kinh tế. Hoạt ñộng kinh
tế càng cao có nghĩa là dòng tiền càng cao, dẫn
ñến giá chứng chứng khoán cũng tăng, nghĩa là
cung tiền tăng lên sẽ dẫn ñến sự tăng trưởng
và phát triển ổn ñịnh hơn cho thị trường chứng
khoán.
2.3.3. Tỷ giá hối ñoái và thị trường chứng
khoán
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối ñoái và thu nhập
từ chứng khoán ñược rất nhiều nhà nghiên cứu
nghiên cứu giải thích, tuy nhiên kết quả của
những nghiên cứu này vẫn không thống nhất
ñược chiều ảnh hưởng của tỷ giá lên giá chứng
khoán. Gan, Lee và Zhang (2006), Narayan, P.K.
và Narayan, S. (2010) và Solnick (1987) cho thấy
mối quan hệ giữa tỷ giá hối ñoái và giá chứng
khoán là ñồng biến. Tuy nhiên, nghiên cứu của
Ajayi và Mougoue (1996) cho thấy rằng mất giá
ñồng tiền lại tác ñộng nghịch cả trong ngắn hạn
và dài hạn ñối với thị trường chứng khoán. Mặt
khác, có những nghiên cứu khẳng ñịnh tỷ giá
không có quan hệ với giá chứng khoán: Abdalla
và Murinde (1997) xem xét giá chứng khoán
tương tác với tỷ giá hối ñoái ở 4 quốc gia và kết
luận rằng tỷ giá hối ñoái làm cho giá chứng
khoán thay ñổi ở Ấn ðộ, Pakistan và Hàn Quốc.
Tuy nhiên, họ không tìm thấy bất kì mối liên hệ
nào giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối ñoái ở
Philippines.
Về mặt lý thuyết có 3 cách tiếp cận mối quan
hệ giữa tỷ giá hối ñoái và giá chứng khoán:
ðầu tiên, theo cách tiếp cận của Dornbusch và
Fisher (1980) cho thấy mối quan hệ cùng chiều
giữa giá chứng khoán và tỷ giá. Hai ông lý luận:
một khi ñồng tiền trong nước ñược ñịnh giá thấp
sẽ làm cho những doanh nghiệp trong nước tăng
tính cạnh tranh hơn, kết quả làm gia tăng trong
hoạt ñộng xuất khẩu của họ. ðiều này làm cho
giá cổ phiếu của những doanh nghiệp này tăng
lên. Tuy nhiên, kết quả sẽ hoàn toàn ngược lại
nếu như những doanh nghiệp này sử dụng nhiều
chi phí nhập khẩu cho ñầu vào trong sản phẩm
của họ. Sự gia tăng chi phí trong sản phẩm do
ñồng tiền trong nước ñược ñịnh giá thấp có thể
làm cho doanh thu và lợi nhuận của họ giảm,
ñiều này sẽ làm cho giá cổ phiếu của những
doanh nghiệp này giảm.
Một cách tiếp cận khác bằng mô hình cân
bằng danh mục ñầu tư về tỷ giá, Branson (1983)
ñã chứng minh rằng: quan hệ giữa tỷ giá và giá
cổ phiếu là ngược chiều, nguyên nhân tạo ra kết
quả này có thể ñược giải thích từ chiều tác ñộng
của giá cổ phiếu lên tỷ giá. Trong mô hình này,
những nhà ñầu tư cá nhân nắm giữ những tài sản
trong nước và tài sản nước ngoài (bao gồm cả
SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 16, No.Q3- 2013
Trang 90
tiền tệ trong danh mục ñầu tư của họ). Ở ñây, tỷ
giá hoái ñối giữ một vai trò là ñiều chỉnh cân
bằng cung và cầu tài sản. Một khi những nhà ñầu
tư cá nhân này muốn mua nhiều tài sản trong
nước hơn thì họ sẽ bán bớt những tài sản nước
ngoài mà hiện tại ít hấp dẫn họ, ñiều này sẽ dẫn
ñến ñồng tiền trong nước ñược ñịnh giá cao hay
tỷ giá giảm (vì tỷ giá ñược xác ñịnh là giá của
một ñơn vị ngoại tệ ñược tính theo giá của một
ñồng tiền khác – trong nước), vì vậy mối quan hệ
của giá chứng khoán và tỷ giá là ngược chiều. Sự
tăng lên về giá của những tài sản trong nước làm
cho những nhà ñầu tư gia tăng nhu cầu của họ về
tiền tệ, ñiều này lại làm cho lãi suất gia tăng. Một
hoạt ñộng khác cũng làm cho mối quan hệ giữa
giá chứng khoán và tỷ giá là ngược chiều là khi
có sự gia tăng ñầu tư trong khối ñầu tư nước
ngoài vào tài sản trong nước cũng làm gia tăng
giá chứng khoán. ðiều này cũng là nguyên nhân
của sự ñánh giá cao ñồng tiền trong nước.
Khi tiếp cận tỷ giá như một tài sản (giá của
một ñơn vị ngoại tệ) trong thị trường tài sản,
Gavin (1989) trong mô hình tiền tệ ñã khẳng ñịnh
tỷ giá và giá cổ phiếu có mối quan hệ yếu hoặc
hoàn toàn không có quan hệ. Giống như giá của
những tài sản khác, tỷ giá cũng ñược xác ñịnh bởi
tỷ giá tương lai kỳ vọng. Bất kỳ yếu tố nào ảnh
hưởng ñến giá trị tương lai của tỷ giá thì sẽ ảnh
hưởng ñến tỷ giá ở hiện tại. Những yếu tố gây
nên sự thay ñổi trong tỷ giá có thể khác biệt với
những yếu tố gây nên sự thay ñổi trong giá cổ
phiếu, trong những trường hợp này sẽ không tồn
tại quan hệ giữa những tài sản trên. Khi có một
vài yếu tố ảnh hưởng ñến cả giá cổ phiếu và tỷ
giá, chúng ta hy vọng rằng có sự liên hệ giữa hai
biến này. Sự không liên hệ xảy ra khi: ñồng tiền
trong nước ñược ñịnh giá thấp ñể nâng cao giá trị
của những doanh nghiệp xuất khẩu hàng hóa,
nhưng nếu những doanh nghiệp này nhập khẩu
nhiều chi phí cho ñầu vào ở nước ngoài thì giá cổ
phiếu có thể sẽ không tăng khi ñó chi phí cho sản
phẩm của doanh nghiệp sẽ tăng làm cho doanh
nghiệp giảm tính cạnh tranh. Mặt khác, những
doanh nghiệp không xuất khẩu những sản phẩm
của họ ñến quốc gia khác nhưng lại nhập khẩu
nguyên liệu thô có thể giá cổ phiếu của chúng sẽ
giảm khi ñồng tiền trong nước ñược ñịnh giá thấp
có thể nguyên nhân làm cho doanh thu hoặc lợi
nhuận của họ giảm.
Tóm lại: mối quan hệ giữa tỷ giá với chỉ số giá
chứng khoán là một câu hỏi thực nghiệm, những
nghiên cứu thực nghiệm ở các thị trường khác
nhau sẽ cho ra những kết quả khác nhau (có mối
quan hệ cùng chiều, ngược chiều hay thậm chí
không có mối liên hệ ràng buộc nào giữa thị
trường chứng khoán và tỷ giá).
2.3.4. Giá vàng và thị trường chứng khoán
Vàng khác với các tài sản khác bởi vì tiềm
năng ñối với vàng là tính thanh khoản cao và nó
phản ứng với những thay ñổi giá. Sự biến ñộng
của giá vàng ảnh hưởng ñến phần lớn các nền
kinh tế trên thế giới trong ñó có thị trường chứng
khoán. Các nhà ñầu tư có thói quen sử dụng
chiến lược quản trị rủi ro ñơn giản là ña dạng hóa
trong danh mục ñầu tư của họ các hàng hóa có cả
ñầu tư vàng hoặc dầu vì hai khoản ñầu tư này
thường có mối quan hệ nghịch ñảo với xu huớng
của thị trường chứng khoán.
Garefalakis, Dimitras, Koemtzopoulos và
Spinthiropoulos (2011) cho thấy rằng: sự biến
ñộng của giá vàng ảnh hưởng tiêu cực ñối với lợi
nhuận ñầu tư trên thị trường chứng khoán Hong
Kong.
Nỗi sợ hãi của người Mỹ ñược ño bằng chỉ
số biến ñộng của thị trường (VIX – Volatility
Index). Vàng và chỉ số biến ñộng của thị trường
có quan hệ nhân quả theo chiều giá vàng tăng thì
ñộ hỗn loạn của nền kinh tế tăng (vàng tăng
VIX tăng). Khi giá vàng biến ñộng tăng ñiều này
có nghĩa là thị trường ñang hoảng loạn và từ ñó
làm giảm ñi niềm tin của nhà ñầu tư. Các nhà
ñầu tư thường ñầu tư vàng, cả trực tiếp và gián
tiếp ñể phòng ngừa rủi ro.
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 16, SOÁ Q3- 2013
Trang 91
Tóm lại có thể thấy rằng giá vàng trong lịch sử
thường ñược xem là “nơi tránh bão” giúp tránh
thiệt hại xảy ra trong thời kỳ lạm phát, bất ổn xã
hội, và chiến tranh – các thời kỳ mà giá cổ phiếu
luôn luôn sụt giảm. Trong các cuộc khủng hoảng
như thế này, giá vàng tăng mạnh khi giá chứng
khoán sụt giảm, mặc dù mức ñộ tác ñộng mạnh
yếu có thể khác nhau ñối với từng nền kinh tế.
3. THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT
NAM
Thị trường vốn của Việt Nam mới bắt ñầu
phát triển trong hơn 10 năm, một khoảng thời
gian rất ngắn so với thị trường chứng khoán của
các nước trên thế giới. Tuy nhiên cần phải ghi
nhận sự phát triển mạnh mẽ của thị trường
chứng khoán Việt Nam trong thời gian qua với
hạt nhân ñược xây dựng là HOSE và HNX, hỗ
trợ bởi trung tâm Lưu ký Chứng khoán Việt Nam
cho thanh toán, bù trừ các giao dịch chứng
khoán.
Thị trường chứng khoán Việt Nam ñã chuyển
biến ñáng kể từ năm 2000, ñược ñánh dấu bằng
việc ñưa vào vận hành Trung tâm giao dịch
chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh ngày
20/07/2000 (nay là Sở giao dịch chứng khoán
thành phố Hồ Chí Minh – HOSE) và thực hiện
phiên giao dịch ñầu tiên vào ngày 28/07/2000. Ở
thời ñiểm lúc bấy giờ, chỉ số VN-Index mở màn
ở mốc 100 ñiểm với hai loại cổ phiếu ñược niêm
yết (REE và SAM) với số vốn 270 tỷ ñồng và
một số ít trái phiếu Chính phủ ñược niêm yết
giao dịch (Sở giao dịch chứng khoán thành phố
Hồ Chí Minh, truy cập ngày 24/9/2012).
Trung tâm Giao dịch chứng khoán Hà Nội nay
là Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội (Hanoi
Stock Exchange – HNX) ñã chính thức chào ñời
vào ngày 8/3/2005. Khác với Sở giao dịch chứng
khoán thành phố Hồ Chí Minh (vốn là nơi niêm
yết và giao dịch chứng khoán của các công ty
lớn), Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội là “sân
chơi” cho các doanh nghiệp nhỏ và vừa ñược thể
hiện qua chỉ số cổ phiếu HNX-Index.
Bên cạnh chỉ số VN-Index của HOSE và
HNX-Index của HNX, thị trường chứng khoán
Việt Nam còn có thêm 1 chỉ số dành riêng cho thị
trường giao dịch các công ty ñại chúng chưa
niêm yết (thị trường UPCoM).
ðến hết năm 2011 ñã có 306 công ty ñược
niêm yết cổ phiếu tại HOSE và 393 công ty ñược
niêm yết cổ phiếu tại HNX. Cũng ñến hết năm
2011, cổ phiếu của 699 công ty ñược niêm yết
này ñã ñược giao dịch với tổng giá trị vốn hóa là
535,673 tỷ ñồng.
4. DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN
CỨU
4.1. Dữ liệu nghiên cứu
Với tổng số 4 yếu tố kinh tế vĩ mô và chỉ số
VN-Index ñược sử dụng trong phân tích. ðịnh
nghĩa biến số ñược mô tả như Bảng 1.
Bảng 1: Mô tả các biến số kinh tế vĩ mô
Tên yếu tố vĩ mô Ký hiệu ðịnh nghĩa
Chỉ số VN-Index VNI Chỉ số VN-Index là chỉ số ñóng cửa ngày cuối cùng trong tháng
Lạm phát CPI Chỉ số giá tiêu dùng (hàng tháng)
Tỷ giá hối ñoái EX Tỷ giá hối ñoái là tỷ giá VND/USD ngày cuối cùng trong tháng
Cung tiền M2 M2 Lượng cung tiền ñược chọn là cung tiền M2
Giá vàng trong nước DGP Giá vàng trong nước là giá vàng (giá bán) ngày cuối tháng
Các biến số kinh tế vĩ mô ñược thống kê
thường xuyên hàng tháng từ tháng 1/2004 ñến
12/2011 từ số liệu thống kê tài chính (IFS) của
Quỹ Tiền tệ Quốc tế ngoại trừ chỉ số VN-Index,
giá vàng trong nước, những dữ liệu này ñược thu
thập từ Sở giao dịch chứng khoán Tp.Hồ Chí
Minh (HoSE) và Báo cáo thường niên của Ngân
hàng Nhà nước Việt Nam. Lý do lựa chọn dữ liệu
hàng tháng vì hầu hết các biến số kinh tế vĩ mô
của Việt Nam có thể thu thập ñược hàng tháng.
Những biến ñược sử dụng dưới dạng Logarith
tự nhiên (LVNI, LCPI, LEX, LM2 và LDGP).
Việc chuyển ñổi dữ liệu gốc sang Logarith cho
các biến nhằm làm giảm bớt ñộ phân tán cao
cũng như có một số quan sát có giá trị bất thường
của dữ liệu gốc và việc dùng dữ liệu dưới dạng
Logarith ñể thuận lợi trong việc nhận dạng và
phân tích dữ liệu.
4.2. Phương pháp nghiên cứu
Phương pháp ñược sử dụng là nghiên cứu ñịnh
lượng. Với dữ liệu chuỗi thời gian theo tháng (từ
tháng 1 năm 2004 ñến tháng 12 năm 2011) nên
có tất cả 96 quan sát cho mỗi biến trong nghiên
cứu. Trên cơ sở dữ liệu chuỗi thời gian, nghiên
cứu sử dụng phương pháp kiểm ñịnh DF bổ sung
là ADF (Augemented Dickey-Fuller test) ñể xác
ñịnh tính dừng, kiểm ñịnh ñồng tích hợp
(Cointegrated Test) bằng phương pháp của
Johansen và Juselius ñể xem xét có tồn tại mối
quan hệ trong dài hạn giữa các biến ñang nghiên
cứu. Khi các chuỗi dữ liệu không dừng (nonstationary) và tồn tại mối quan hệ ñồng tích hợp
thì phương pháp hồi quy ñồng tích hợp
(cointegration regression) bằng kỹ thuật bình
phương bé nhất ñã ñược hiệu chỉnh hoàn toàn
(Fully Modified Least Squares – FMOLS) sẽ
ñược áp dụng ñể xác ñịnh mối quan hệ trong dài
hạn; kiểm ñịnh nhân quả Granger (GrangerCausality Test) ñể xác ñịnh mức ñộ ảnh hưởng
của các biến trong ngắn hạn; trong khi ñó mô
hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Model –
ECM) sẽ giúp theo dõi quá trình ñiều chỉnh của
thị trường chứng khoán Việt Nam từ trạng thái
ngắn hạn hướng tới cân bằng trong dài hạn.
5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
5.1. Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị và bậc tích hợp
Phương pháp kiểm ñịnh ADF (Augemented
Dickey-Fuller test) ñược sử dụng ñể tìm ra trình
trạng tồn tại nghiệm ñơn vị (a Unit Root Test)
trong tất cả dữ liệu của các biến. Từ kết quả kiểm
ñịnh ở bảng 2 cho thấy rằng chuỗi dữ liệu ban
ñầu (ở mức level) là không dừng (hay có nghiệm
ñơn vị). Với mức ý nghĩa 5%, chuỗi dữ liệu các
biến ñều dừng ở mức sai phân bậc 1. Như vậy,
bậc tích hợp của tất cả các biến là 1 hay I(1).
Bước tiếp theo của nghiên cứu là kiểm ñịnh ñồng
tích hợp của Johansen ñể xác ñịnh giữa các biến
có mối quan hệ ñồng tích hợp là cơ sở cho việc
xác lập mối quan hệ trong dài hạn.
Bảng 2: Kết quả kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị
Biến số
kinh tế vĩ mô
Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị
Mức ý nghĩa Sai phân bậc 1
LVNI -1.840462 -6.787059*
LCPI 0.812467 -5.249319*
LEX 1.106457 -10.03810*
LM2 -1.723396 -7.764643*
LDGP 0.389024 -9.058656*
Ghi chú: * có ý nghĩa ở mức 5%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
5.2. Kiểm ñịnh ñồng tích hợp
Kết quả trong bảng 3 và bảng 4 cho thấy cả
hai kiểm ñịnh mà Johansen và Juselius (1990)
ñưa ra là kiểm ñịnh vết ma trận (trace) và kiểm
ñịnh giá trị riêng cực ñại của ma trận (Maxeigenvalue) ñều khẳng ñịnh tồn tại ít nhất một
véctơ ñồng tích hợp ở mức ý nghĩa 5%. ðiều này
chứng minh rằng có một mối quan hệ dài hạn
mạnh (ñồng tích hợp) giữa các biến nghiên cứu.
Bảng 3: Kết quả kiểm ñịnh ñồng tích bằng kiểm ñịnh vết ma trận
Giả thiết
H0
Giá trị riêng của
ma trận Eigenvalue
Giá trị thống kê vết
của ma trận Trace
Giá trị tới hạn
α = 5%
Prob
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 16, SOÁ Q3- 2013
Trang 93
R = 0* 0.322117 73.66707 69.81889 0.0239
R ≤ 1 0.189498 38.67677 47.85613 0.2733
R ≤ 2 0.138486 19.76762 29.79707 0.4387
R ≤ 3 0.048844 6.351880 15.49471 0.6539
R ≤ 4 0.020291 1.844940 3.841466 0.1744
Ghi chú: * Biểu thị bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
Bảng 4: Kết quả kiểm ñịnh ñồng tích hợp bằng kiểm ñịnh giá trị riêng cực ñại
Giả thiết
H0
Giá trị riêng của
ma trận Eigenvalue
Giá trị riêng cực ñại của
ma trận Max-Eigen
Giá trị tới hạn
α = 5%
Prob
R = 0* 0.322117 34.99030 33.87687 0.0367
R ≤ 1 0.189498 18.90915 27.58434 0.4215
R ≤ 2 0.138486 13.41574 21.13162 0.4147
R ≤ 3 0.048844 4.506940 14.26460 0.8023
R ≤ 4 0.020291 1.844940 3.841466 0.1744
Ghi chú: * Biểu thị bác bỏ giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
5.3. Lựa chọn ñộ trễ tối ưu
Việc lựa chọn ñộ trễ tối ưu cho mô hình sẽ
ñược thực hiện bằng cách ứng dụng mô hình
VAR cho các chuỗi dữ liệu ban ñầu của các biến
với ñộ trễ tối ña là 5. Mô hình VAR sẽ tự ñộng
lựa chọn ñộ trễ tối ưu dựa trên các tiêu chuẩn:
tiêu chuẩn thông tin Akaike (Akaike Information
Criterion – AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz
(Schwarz information criterion – SC) và tiêu
chuẩn thông tin Hannan-Quinn: (Hannan-Quinn
information criterion – HQ) ñể lựa chọn ñộ trễ tối
ưu cho mô hình.
Bảng 5: Kết quả lựa chọn ñộ trễ tối ưu
ðộ trễ
(Lags)
Tiêu chuẩn thông tin
Akaike
Tiêu chuẩn thông tin
Schwarz
Tiêu chuẩn thông tin
Hannan-Quinn
0 -7.221885 -7.083926 -7.166227
1 -22.93106 -22.10330* -22.59711*
2 -23.15035* -21.63280 -22.53811
3 -23.00945 -20.80210 -22.11892
4 -22.82806 -19.93091 -21.65924
5 -22.63360 -19.04666 -21.18649
Ghi chú: * ñộ trễ ñược lựa chọn theo tiêu chuẩn
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
ðộ trễ tối ưu ñược xác ñịnh dựa vào kết quả
phù hợp với nhiều tiêu chuẩn nhất. Tiêu chuẩn
thông tin Schwarz và tiêu chuẩn thông tin
Hannan-Quinn cùng ñề nghị lựa chọn ñộ trễ tối
ña của mô hình là 1, tức là giá trị của các biến
SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 16, No.Q3- 2013
Trang 94
hiện tại sẽ chịu tác ñộng của giá trị của các biến
trễ theo tháng là một tháng trước ñó.
5.4. Mô hình hồi quy ñồng tích hợp
Nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn giữa
các biến nhắm mục ñích cho thấy rằng các biến
quan sát trong dài hạn sẽ dao ñộng theo quan hệ
cung cầu và có xu hướng xoay quanh giá trị thực
của nó. Khi quan sát dài hạn sẽ thấy các biến có
xu hướng biến ñộng cùng nhau hay không loại bỏ
các tác nhân tức thời, ngẫu nhiên trong ngắn hạn,
các biến thiên trong ngắn hạn.
Với kết quả ước lượng FMOLS, chúng ta có
mô hình ảnh hưởng của LCPI, LEX, LM2 và
LDGP lên LVNI trong dài hạn.
Bảng 6: Kết quả ước lượng mô hình hồi quy ñồng tích hợp
LVNI = 43.82618 – 6.947153LCPI – 1.954762LEX + 2.046576LM2 + 1.539681LDGP (1)
[2.594126]* [-5.964091]** [-1.183758] [3.802972]** [2.264343]*
Ghi chú: ** có ý nghĩa ở mức 1%; * có ý nghĩa ở mức 5%
Nghiên cứu sử dụng giá trị p-value ñể kiểm
ñịnh xem các biến ñộc lập có thực sự ảnh hưởng
ñến biến phụ thuộc trong dài hạn hay không. Với
kết quả này cho thấy các hệ số của các biến
LCPI, LM2 và LDGP có ý nghĩa thống kê và loại
bỏ biến LEX.
Từ kết quả mô hình hồi quy ñồng tích hợp, ta
thấy:
– Lạm phát (LCPI): hệ số hồi quy của biến lạm
phát là âm cho thấy kết quả phù hợp với giả
thuyết nghiên cứu. Cụ thể ta thấy thay ñổi của chỉ
số giá chứng khoán với lạm phát là tương ñối cao
(6.947153), nghĩa là nếu lạm phát tăng 1% làm
cho chỉ số giá chứng khoán giảm khoảng 6,95%.
ðiều này phản ánh ñúng thực trạng của thị
trường chứng khoán Việt Nam trong thời gian
qua, khi lạm phát tăng cao làm cho ñồng tiền mất
giá sẽ tạo ra xu hướng người dân hạn chế nắm
giữa tiền mặt hoặc hạn chế gửi tiền vào các tổ
chức tín dụng (lãi suất tiền gửi ngân hàng có thể
thấp hơn tỷ lệ lạm phát) mà chuyển sang ñầu tư
vào các tài sản mang tính an toàn cao hơn như
ñầu tư bất ñộng sản, ñầu tư vào ngoại tệ mạnh
hay nắm giữ vàng,… Ngoài ra, lạm phát tăng cao
kéo theo lãi suất tiền gửi ngân hàng tăng dẫn ñến
nhà ñầu tư chứng khoán cũng mong muốn một tỷ
suất lợi nhuận yêu cầu trong mô hình ñịnh giá
chứng khoán phải cao hơn; tức là chỉ chấp nhận
mua khi giá chứng khoán giảm bớt.
– Lượng cung tiền (LM2) có quan hệ cùng
chiều với chỉ số chứng khoán trong dài hạn,
lượng cung tiền M2 tăng 1% dẫn ñến chỉ số giá
chứng khoán tăng lên khoảng 2,05% (hệ số hồi
quy của biến cung tiền là dương cho thấy kết quả
phù hợp với giả thuyết nghiên cứu). M2 gia tăng
thể hiện sự mở rộng về chính sách tiền tệ nên
nguồn cung tiền trên thị trường cũng gia tăng. Cả
doanh nghiệp và nhà ñầu tư có nhiều cơ hội tiếp
cận vốn. Doanh nghiệp dễ dàng vay vốn ñể mở
rộng hoạt ñộng kinh doanh nên khả năng tăng thu
nhập cũng tăng lên. Nhà ñầu tư có thêm nguồn
vốn ñể ñầu tư nên cầu về chứng khoán sẽ tăng.
Mặt khác khi lượng cung tiền M2 tăng hàm ý lãi
suất trên thị trường tiền tệ sẽ giảm và do ñó theo
nguyên tắc bình thông nhau giữa thị trường tiền
tệ và thị trường vốn lượng tiền nhàn rỗi sẽ dịch
chuyển từ thị trường tiền tệ sang thị trường
chứng khoán ñể hưởng mức sinh lời cao hơn.
– Giá vàng trong nước (LDGP): ở mức ý nghĩa
thống kê 5%, hệ số hồi quy của biến giá vàng
trong nước có ảnh hưởng dương ñến chỉ số giá
chứng khoán. Kết quả trong dài hạn, tác ñộng của
biến giá vàng trong nước trong mô hình lại khác
so với giả thuyết nghiên cứu. Khi giá vàng trong
nước tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán tăng lên
khoảng 1,54%, kết quả này ngược với giả thuyết
nghiên cứu và các nghiên cứu ở nước ngoài như
nghiên cứu của Garefalakis và ctg. (2011) tại thị
trường chứng khoán Hong Kong; nhưng lại có
cùng kết quả với nghiên cứu của Huỳnh Thanh
Bình và Nguyễn Minh Hà (2012) về thị trường
chứng khoán Việt Nam, ñó là: giá vàng thế giới
có tác ñộng cùng chiều lên chỉ số giá chứng
khoán. Các nước châu Á trong ñó có Việt Nam
vẫn có thói quen xem vàng là một tài sản, một
nguồn vốn dự trữ cũng như sử dụng vàng trong
phần lớn các giao dịch như mua bán bất ñộng sản
hoặc sử dụng vàng làm ñồ trang sức ñã ăn sâu
vào lối sống của người Việt Nam, khiến cho cầu
về vàng tăng theo tốc ñộ tăng trưởng kinh tế cũng
như khả năng tích lũy của người dân. Như vậy,
vàng vẫn là một một tài sản trong danh mục ñầu
tư của nhà ñầu tư cùng với các loại tài sản khác
và sự biến ñộng cùng hướng với chỉ số giá chứng
khoán là một kết quả khác biệt hơn so với các kết
quả thực nghiệm của các nghiên cứu ở các nước
khác do những nét riêng về phong tục, ñặc thù
nền kinh tế, chế ñộ chính trị ở Việt Nam,…
– Kết quả ước lượng cũng cho thấy: yếu tố tỷ
giá không có ảnh hưởng ñến chỉ số giá chứng
khoán trên thị trường chứng khoán Việt Nam.
Như vậy, trong dài hạn yếu tố lạm phát có mối
quan hệ ngược chiều ñến chỉ số chứng khoán
Việt Nam (xấp xỉ 6,95%) với mức ñộng mạnh
nhất, tiếp theo là yếu tố lượng cung tiền M2 (xấp
xỉ 2,05%). Giá vàng trong nước có ảnh hưởng
nhỏ nhất (xấp xỉ 1,54%). Hai yếu tố cung tiền M2
và giá vàng trong nước có mối quan hệ cùng
chiều lên chỉ số giá chứng khoán.
5.5. Mô hình hiệu chỉnh sai số
Mối quan hệ trong ngắn hạn của mô hình là
xét ñến tính chất nhất thời của thời ñiểm ñang
nghiên cứu và xem xét ñến ñộ biến ñộng của chỉ
số giá chứng khoán qua từng tháng (biến thiên
theo tháng) chịu ảnh hưởng bởi biến thiên của
các yếu tố kinh tế vĩ mô (biến ñộc lập) và chính
bản thân biến chỉ số giá chứng khoán.
Sau khi ñã xác ñịnh kết quả có tồn tại ñồng
tích hợp giữa các biến ñang nghiên cứu thì ECM
ñược áp dụng ñể xem xét mối quan hệ trong ngắn
hạn giữa các biến LVNI, LCPI, LEX, LM2 và
LDGP.
Do sai phân bậc 1 của các biến là chuỗi dừng
và có ñộ trễ là một tháng tác ñộng nên nghiên
cứu có thể sử dụng kỹ thuật OLS, thêm phần dư
có ñộ trễ t-1 ñược ñưa vào trong mô hình nhằm
bảo ñảm quan hệ quan hệ dài hạn ñược thỏa mãn.
Bảng 7: Kết quả ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số
Biến phụ thuộc: DLVNI
Biến số Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t P-value
C 0.003144 0.026941 0.116695 0.9074
∆LVNIt-1 0.358497 0.098402 3.643169 0.0005*
∆LCPI -2.002082 1.521848 -1.315559 0.1919
∆LCPIt-1 0.368919 1.528964 0.241287 0.8099
∆LEX -1.631143 0.939868 -1.735503 0.0864**
∆LEXt-1 0.644579 0.949628 0.678770 0.4992
∆LM2 0.709442 0.671084 1.057159 0.2935
∆LM2t-1 0.316420 0.669094 0.472909 0.6375
∆LDGP -0.021967 0.259964 -0.084499 0.9329
∆LDGPt-1 -0.231048 0.264443 -0.873715 0.3848
ECTt-1 -0.130426 0.043121 -3.024689 0.0033*
Ghi chú: * có ý nghĩa 1%, ** có ý nghĩa 10%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 16, No.Q3- 2013
Trang 96
Dựa vào bảng 7, các hệ hồi quy số có ý nghĩa
thống kê ở mức 1% ñược chọn là LVNIt-1 và
ECTt-1; trong khi ñó ∆LEX có ý nghĩa thống kê ở
mức 10%.
Trong ngắn hạn, kết quả nghiên cứu cho thấy
mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và
biến ñộng chỉ số giá chứng khoán như sau:
– ∆LVNIt-1: với mức ý nghĩa 1%, hệ số biến
thiên một tháng giao dịch trước ñó của chỉ số giá
chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều với biến
thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại với mức ñộ
tác ñộng không lớn. Biến thiên của chỉ số giá
chứng khoán tháng trước tăng 1% thì biến thiên
chỉ số giá chứng khoán hiện tại tăng khoảng
0,36%.
– ∆LEX: ở mức ý nghĩa 10%, biến thiên của tỷ
giá hối ñoái có mối quan hệ ngược chiều với biến
thiên chỉ số giá chứng khoán hiện tại. Biến thiên
tỷ giá hối ñoái tăng 1% thì biến thiên chỉ số giá
chứng khoán hiện tại giảm khoảng 1,63%. Kiểm
ñịnh nhân quả Granger cũng cho thấy sự biến
ñộng thị trường chứng khoán là do yếu tố tỷ giá
gây ra. Tỷ giá biến ñộng theo hướng ñồng Việt
Nam giảm giá có thể tạo ra những hoài nghi về
các chính sách ổn ñịnh tỷ giá của Ngân hàng Nhà
nước, các nhà ñầu tư nước ngoài sẽ lo ngại nhiều
hơn về những bất ổn kinh tế vĩ mô, nhất là ñối
với các khoản ñầu tư trung và dài hạn. ðơn giản
là bởi vì ở vị trí của một nhà ñầu tư, họ sẽ phải
tính ñến cả thời ñiểm rút vốn khỏi Việt Nam ñể
hoàn tất từng chu kỳ ñầu tư. Khi ñó, nếu VND bị
giảm giá thì họ là những người chịu thiệt hại.
Ngoài ra, việc phá giá ñồng nội tệ cũng sẽ có áp
lực lớn lên lạm phát, việc tăng tỷ giá là làm gia
tăng chi phí của các nhà sản xuất. Giá các hàng
hoá nhập khẩu như xăng dầu, phân bón, dược
phẩm sẽ tăng mạnh sẽ làm hầu hết các hàng hoá
ñến tay người tiêu dùng bị tăng theo. Chỉ số giá
tiêu dùng vì vậy sẽ gia tăng.
– ECTt-1= – 0.130426: có nghĩa là giá trị biến
thiên của chỉ số chứng khoán (∆LVNI) bị khử ñi
khoảng 0,130426; ñây cũng là mức chênh lệch
giữa biến thiên ngắn hạn và dài hạn. Chúng ta
thấy rằng hệ số ước lượng của ECT ở ñộ trễ t-1
trong ngắn hạn có dấu âm và có ý nghĩa thống kê
ở mức 1%. Hệ số ñiều chỉnh mất cân bằng của
ECTt-1 ñã ñảm bảo rằng nghiên cứu có tồn tại
quan hệ ñồng tích hợp như ñã tìm ra ở phần trước
theo giả thuyết của Engle và Granger (1987).
ðồng thời, hệ số của ECTt-1 âm cũng cho thấy sự
ñiều chỉnh biến chỉ số giá chứng khoán là do hệ
số này ñiều chỉnh sai số. ðiều này chứng tỏ
những cú sốc hoặc biến ñộng ngắn hạn sẽ làm
ảnh hưởng ñến thị trường chứng khoán Việt
Nam và mất khoảng gần 8 tháng ñể các ñiều
chỉnh trong ngắn hạn ñạt ñược ñiểm cân bằng
trong dài hạn.
Như vậy trong ngắn hạn, chỉ số giá chứng
khoán sẽ bị tác ñộng bởi xu hướng biến ñộng của
chỉ số giá chứng khoán tháng giao dịch trước ñó
và tỷ giá hối ñoái.
5.6. Kiểm ñịnh quan hệ nhân quả Granger
Bảng 8 mô tả mối quan hệ nhân quả giữa chỉ
số giá chứng khoán Việt Nam với các yếu tố kinh
tế vĩ mô với ñộ trễ là một tháng. Kết quả này cho
thấy: chỉ số giá chứng khoán Việt Nam có mối
quan hệ nhân quả một chiều với tỷ giá hối ñoái ở
mức ý nghĩa 10%. Trong trường hợp này, ta có
biến thiên của tỷ giá hối ñoái là nguyên nhân biến
thiên của chỉ số giá chứng khoán.
Bảng 8: Kết quả kiểm ñịnh quan hệ nhân quả
Granger
Giả thiết H0 P-value
∆LCPI không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LVNI 0.1597
∆LVNI không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LCPI 0.5063
∆LEX không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LVNI 0.0789*
∆LVNI không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LEX 0.6086
∆LM2 không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LVNI 0.2839
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 16, SOÁ Q3- 2013
Trang 97
∆LVNI không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LM2 0.3364
∆LDGP không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LVNI 0.8468
∆LVNI không có quan hệ nhân quả Granger
với ∆LDGP 0.5738
Ghi chú: * có ý nghĩa ở mức 10%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Eview 7.0
6. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
6.1. Kết luận
Kết quả nghiên cứu cho thấy các chuỗi dữ liệu
ñều dừng ở sai phân bậc 1, nghĩa là bậc của các
biến là I(1), có ít nhất một mối quan hệ ñồng tích
hợp giữa các biến ñược tìm thấy làm cơ sở cho
việc áp dụng kỹ thuật hồi quy ñồng tích hợp ñể
xác ñịnh mối quan hệ trong dài hạn; ñồng thời
mô hình hiệu chỉnh sai số và kiểm ñịnh nhân quả
Granger sẽ cho thấy mối quan hệ giữa các biến
trong ngắn hạn. Trong dài hạn, kết quả nghiên
cứu cho thấy: lạm phát có mối quan hệ nghịch
biến ñến chỉ số giá chứng khoán, lượng cung tiền
M2 và giá vàng trong nước có mối quan hệ cùng
chiều với chỉ số giá chứng khoán; trong khi ñó tỷ
giá hối ñoái lại không có ảnh hưởng ñến chỉ số
giá chứng khoán. Còn trong ngắn hạn, chỉ số giá
chứng khoán hiện có mối quan hệ với chỉ số giá
chứng khoán tháng trước với tương quan cùng
chiều và ngược chiều với tỷ giá hối ñoái. Kiểm
ñịnh nhân quả Granger cũng cho thấy tỷ giá hối
ñoái là nguyên nhân gây ra biến ñộng của chỉ số
giá chứng khoán. Tốc ñộ ñiều chỉnh dự kiến chỉ
ra rằng: thị trường chứng khoán Việt Nam hội tụ
ñến trạng thái cân bằng trong dài hạn là khá chậm
(ñiều chỉnh khoảng 13,04% mỗi tháng ñể ñạt ñến
cân bằng dài hạn).
Có thể nói kết quả ñạt ñược của nghiên cứu hy
vọng góp phần làm phong phú cơ sở lý thuyết về
mối quan hệ giữa các yếu tố kinh tế vĩ mô và
biến ñộng thị trường chứng khoán của những
nước ñang phát triển như Việt Nam. Nghiên cứu
ñã sử dụng giá vàng trong nước thay cho yếu tố
giá vàng thế giới ñược sử dụng trong nghiên cứu
của Huỳnh Thanh Bình và Nguyễn Minh Hà
(2012), ñồng thời bổ sung thêm yếu tố kinh tế vĩ
mô là lượng cung tiền M2 trên cơ sở nghiên cứu
của Jiranyakul (2009).
Vì thị trường chứng khoán Việt Nam tương
ñối nhỏ so với thị trường tại các nước có nền
kinh tế phát triển nên thị trường chứng khoán
Việt Nam có thể cũng rất dễ bị ảnh hưởng bởi các
yếu tố kinh tế vĩ mô toàn cầu hoặc các yếu tố
kinh tế vĩ mô của những ñối tác thương mại
chính. ðể mở rộng hơn bài nghiên cứu này nên
cần mở rộng thêm các biến ñại diện cho thị
trường chứng khoán thế giới (như: Dow Jones
Industrial Average, ShangHai Composite Index,
hay Nikkei 225,…), các yếu tố kinh tế vĩ mô
khác (tỷ lệ thất nghiệp, sản lượng công nghiệp,
giá xăng dầu bán lẻ trong nước,…), ñồng thời bổ
sung thêm các biến số vi mô của doanh nghiệp.
Bên cạnh ñó cũng tìm hiểu thêm các mô hình
khác giúp giải thích biến ñộng thị trường chứng
khoán tốt hơn như mô hình Fama-French, mô
hình ba nhân tố mới của Lu Zhang hay các
nghiên cứu về tâm lý ñám ñông ñể ño lường mức
ñộ ñám ñông trên thị trường chứng khoán Việt
Nam.
6.2. Gợi ý chính sách
Một môi trường kinh tế vĩ mô ổn ñịnh và lành
mạnh là một ñiều kiện quan trọng và tiên quyết
ñể thị trường chứng khoán vận hành tốt. ðồng
thời, thị trường chứng khoán cũng nhanh chóng
truyền ñi các cú sốc từ các yếu tố kinh tế vĩ mô
gây ra như mức ñộ lạm phát, lượng cung tiền,
khả năng sản xuất của nền kinh tế, biến ñộng giá
vàng,…
Khi hoạch ñịnh các chính sách có liên quan và
thực hiện một cách hiệu quả, trước tiên các nhà
hoạch ñịnh chính sách phải xác ñịnh mục tiêu
hợp lý và cam kết theo ñuổi mục tiêu ñó. Các quy
tắc chính sách thường ñược sử dụng phổ biến bởi
ngân hàng trung ương các nước bao gồm: mục
tiêu cung tiền, mục tiêu GDP danh nghĩa, mục
tiêu lạm phát và quy tắc Taylor (Phạm Thế Anh,
2011).
Thực tế ở Việt Nam trong thời gian qua, hàng
năm Ngân hàng Nhà nước ñồng thời công bố hai
mục tiêu tăng trưởng cung tiền và mục tiêu lạm
phát. Ví dụ như năm 2010, Ngân hàng Nhà nước
ñồng thời ñặt mục tiêu tăng trưởng cung tiền là
20% và mục tiêu lạm phát là 8%. ðây là những
quy tắc chứa ñựng nhiều mâu thuẫn. Việc theo
ñuổi tăng trưởng cung tiền ở mức cố ñịnh sẽ
khiến cho chính sách tiền tệ mất ñi tính linh hoạt
trong việc kiểm soát lạm phát. Rõ ràng, chúng ta
không thể ñồng thời vừa tăng cung tiền vừa cắt
giảm lạm phát trong trường hợp cần thiết. Quan
trọng hơn, ấn ñịnh mục tiêu tăng trưởng cung tiền
ở mức 20% là cao một cách bất hợp lý. Trạng
thái cân bằng dài hạn cho chúng ta biết tốc ñộ
tăng cung tiền chỉ nên dao ñộng xấp xỉ quanh
mức lạm phát mục tiêu cộng với tốc ñộ tăng
trưởng kinh tế – khoảng 15% ñối với Việt Nam.
Việc theo ñuổi mục tiêu tăng trưởng cung tiền
quá cao trong thời gian dài sẽ dẫn ñến việc lạm
phát thực tế vượt xa mức mục tiêu và/hoặc gây ra
bong bóng giá trên thị trường tài sản.
Cuối cùng, khi ñã công bố mục tiêu thì các
quy tắc chính sách ñể ñạt ñược mục tiêu ñó cần
phải ñược thực hiện một cách có kỉ luật. Việc
thực thi một chính sách nhất quán sẽ giúp Ngân
hàng Nhà nước lấy ñược lòng tin của công
chúng. Lý thuyết kỳ vọng duy lý cho chúng ta
biết rằng hành vi của các hộ gia ñình và các
doanh nghiệp trong nền kinh tế không chỉ dựa
trên những thông tin trong quá khứ mà còn dựa
vào các thông tin về tương lai mà trong ñó chỉ số
giá chứng khoán ñược sử dụng như một chỉ báo
hàng ñầu về tình trạng nền kinh tế trong tương
lai. Khi công chúng tin vào những công bố chính
sách, Ngân hàng Nhà nước chỉ cần ñiều chỉnh
nhỏ ñối với chính sách cũng có thể ñem lại
những hiệu quả lớn.
The relationship between macroeconomic
factors and stock market volatility:
empirical evidence from the Vietnam stock
market
• Nguyen Minh Kieu
• Nguyen Van Diep
Ho Chi Minh City Open University
ABSTRACT:
The main target of this study is to
measure the relationship of macroeconomic
factors to the volatility of the stock market in
Vietnam (through stock price VN-index).
There are four factors including the
consumer price index (measure of inflation),
TAÏP CHÍ PHAÙT TRIEÅN KH&CN, TAÄP 16, SOÁ Q3- 2013
Trang 99
the exchange rate of USD/VND and money
supply M2. Research shows that the stock
price VN-Index has a positive relationship
with the money supply M2 and the domestic
gold price in long term. On the contrary, it
has a negative relationship with the inflation
while it does not have any connection to the
exchange rate and stock price index. In short
term, the current stock price index has
proportional to the stock price index last
month and inversely proportional to the
exchange rate. The estimated speed of
adjustment indicates that the Vietnam stock
market converges to the equilibrium about 8
months (adjusted approximately 13.04% per
month) to reach equilibrium in the long term.
Keywords: stock market indices, macroeconomic factors, volatility, VN-Index
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Abdalla, I.S.A. and Murinde, V. (1997),
“Exchange Rate and Stock Price
Interactions in Emerging Financial
Markets: Evidence on India, Korea,
Pakistan, and the Philippines”, Applied
Financial Economics, Vol.7, pp.25-35.
[2]. Ajayi, R.A. and Mougoue, M. (1996), “On
the Dynamic Relation between Stock Prices
and Exchange Rates”, The Journal of
Financial Research, No.19, pp.193-207.
[3]. Branson, W.H. (1983), Macroeconomic
Determinants of Real Exchange Risk. In
R.J Herring (ed) Managening Foreign
Exchange Risk. Chapter 1. Cambridge.
Cambridge University Press.
[4]. Dornbusch, R. and Fischer, S. (1980),
“Exchange Rates and the Current Account”,
The American Economic Review, Vol. 70,
No. 5, pp.960-971. Available at:
http://www.jstor.org/stable/1805775.
[5]. Engle, R.F. and Granger, C.W.J. (1987),
“Co-integration and Error Correction:
Representation, Estimation and Testing”,
Econometrica, Vol.55(2), pp.251-76.
[6]. Fama, E.F. (1970), “Efficient capital
markets: A review of theory and empirical
work”, Journal of Finance, Vol.25, pp.383-
417.
[7]. Friedman, M. and Schwartz, A.J. (1963),
“Money and Business Cycles”, Review of
Economics and Statistics, Vol.45 (1),
pp.32-64.
[8]. Gan, C., Lee, M., Young, H.W.A. and
Zhang, J. (2006), “Macroeconomic
Variables and Stock Market Interactions:
New Zealand Evidence”, Investment
Management and Financial Innovations,
Vol.3, Issue 4, pp.89-101.
[9]. Garefalakis, E.A., Dimitras, A.,
Koemtzopoulos, K., and Spinthiropoulos,
K., (2011), “Determinant Factors of Hong
Kong Stock market”, International
Research Journal of Finance and
Economics, Issue.62, pp.50-60.
[10]. Gavin, M. (1988), “The Stock Market and
Exchange rate Dynamic”, Journal of
International Money and Finance, Vol.8
(2), pp.181-200.
[11]. Jiranyakul, K. (2009), “Economic Forces
and the Thai Stock Market, 1993-2007”,
NIDA Economic Review, Vol.4, No.2, pp.1-
12.
[12]. Johansen, S. and Juselius, K. (1990),
“Maximum Likehood estimation and
Inference on Co-integration with
Applications to the Demand for Money”,
Oxford Bullentin of Economics and
Statistics, Vol.52, pp.169-210.
[13]. Krainer, J. (2002), “Stock Market
Volatility”, Economic Letter, Vol.32,
SCIENCE & TECHNOLOGY DEVELOPMENT, Vol 16, No.Q3- 2013
Trang 100
available on website
http://www.frbsf.org/publications/economic
s/letter/2002/el2002-32.html
[14]. Kwon, C.S. and Shin, T.S. (1999),
“Cointegration and Causality between
Macroeconomic Variables and Stock
Market Returns”, Global Finance Journal,
Vol.10, No.1, pp.71-81.
[15]. Mukherjee, T.K. and Naka, A. (1995),
“Dynamic Relations between
Macroeconomic Variables and the Japanese
Stock Market: An Application of a Vector
Error Correction Model”, Journal of
Financial Research, Vol.18, No.2, pp.223-
237.
[16]. Narayan, K.P. and Narayan, S. (2010),
“Modelling the impact of oil prices on
Vietnam’s stock prices”, Applied energy,
Vol.87, No.1, pp.356-361.
[17]. Rahman, A.A., Sidek, N.Z.M. and Tafri,
F.H. (2009), “Macroeconomic determinants
of Malaysian Stock Market”, African
Journal of Business Management, Vol.3
(3), pp.095-106. Sellin, Peter (2001),
“Monetary Policy and the Stock Maket:
Theory and Empirical Evidence”, Journal
of Finance Surveys, Vol.15 (4), pp.491-
541.
[18]. Solnik, B. (1987), “Using Financial Prices
to Test Exchange Rate Models: A Note”,
The Journal of Finance, Vol.42, pp.141-
149.
[19]. Leeb, S. và Conrad, R.S. (1996), Xác ñịnh
thời ñiểm mua bán cổ phiếu (Trần Tuấn
Thạc dịch), NXB Thống Kê.
[20]. Phạm Thế Anh (2011), “Lạm phát và các
quy tắc chính sách tiền tệ”, Bài thảo luận
chính sách CS-05, Trung tâm Nghiên cứu
Kinh tế và Chính sách, Trường ðại học
Kinh tế, ðại học Quốc gia Hà Nội.
[21]. Huỳnh Thanh Bình và Nguyễn Minh Hà
(2012), “Tác ñộng của giá vàng, giá dầu và
các chỉ số chứng khoán lớn thế giới ñến chỉ
số chứng khoán VN-index”, Tạp chí Những
vấn ñề Kinh tế và Chính trị thế giới, Số 4
(2012), Trang 67-73.
[22]. Nguyễn Minh Kiều và Bùi Kim Yến
(2009), Thị trường tài chính, NXB Thống
Kê.
[23]. Samuelson, P.A. (2007), Kinh tế học, NXB
Tài chí