Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Đánh giá tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam

8,975
279
88
42
Bng 4.8 : Tóm tt mô hình VAR gia các biến vĩ mô và VN-Index
Phương trình dự báo
(a) VNI: 2.45 VNI
t-1
2.93 IR
t-3
(b) IR: 0.054 IPI
t-2
+ 0.72 CPI
t-1
(c) IPI: 0.92 M2
t-3
- 0.54 IPI
t-1
- 0.40 IPI
t-2
- 0.26IPI
t-3
+ 2.46 CPI
t-3
(d) EXC: -0.03 VNI
t-1
-0.27 M2
t-3
- 0.24 EXC
t-2
(e) CPI: 0.73 CPI
t-1
Vi mức độ tin cy là 95%, kết qu nghiên cu cho thy, trong thi gian t
tháng 1/2006 đến tháng 7/2012, tăng 1% trong thay đổi VN-Index tr 1 tháng
s làm tăng 2.45% thay đổi trong VN-Index, tăng 1% trong thay đi lãi sut
tr 3 tháng s làm tăng 2.93% thay đổi trong VN-Index.
Thay đổi trong lãi suất huy động cũng được gii thích bi biến động ca CPI
và IPI, nếu IPI tr 2 tháng tăng 1% thì IR tăng 0.054%, lạm phát tr 1 tăng
1% làm tăng biến động trong lãi sut 0.72%.
Thay đổi trong ch s sn xut công nghiệp được gii thích bởi độ tr ca
cung tin M2, lm phát và độ tr ca chính nó. C th, M2 độ tr 3 tháng
tăng 1% sẽ làm IPI gim 0.92%, IPI các độ tr 1, 2, 3 tháng tăng 1% thì sẽ
làm IPI gim lần lượt 0.54%, 0.40%, 0.26%, trong khi CPI tr 3 tháng tăng
1% s làm IPI tăng 2.46%
Thay đổi trong t giá cũng được gii thích bi biến động cung tin, ch s
VN-INDEX và độ tr chính nó. Tăng 1% trong thay đổi cung tin M2 tr 3
tháng làm t giá giảm 0.27% và tăng 1% trong t giá tr 2 tháng làm t giá
giảm 0.24%, tăng 1% trong chỉ s VN-INDEX tr 1 tháng làm t gi gim
0.03%
Lm phát tr 01 tháng biến động 1% có th dn đến tăng 0.73% lạm phát.
42 Bảng 4.8 : Tóm tắt mô hình VAR giữa các biến vĩ mô và VN-Index Phương trình dự báo (a) VNI: 2.45 VNI t-1 – 2.93 IR t-3 (b) IR: 0.054 IPI t-2 + 0.72 CPI t-1 (c) IPI: 0.92 M2 t-3 - 0.54 IPI t-1 - 0.40 IPI t-2 - 0.26IPI t-3 + 2.46 CPI t-3 (d) EXC: -0.03 VNI t-1 -0.27 M2 t-3 - 0.24 EXC t-2 (e) CPI: 0.73 CPI t-1  Với mức độ tin cậy là 95%, kết quả nghiên cứu cho thấy, trong thời gian từ tháng 1/2006 đến tháng 7/2012, tăng 1% trong thay đổi VN-Index trễ 1 tháng sẽ làm tăng 2.45% thay đổi trong VN-Index, tăng 1% trong thay đổi lãi suất trễ 3 tháng sẽ làm tăng 2.93% thay đổi trong VN-Index.  Thay đổi trong lãi suất huy động cũng được giải thích bởi biến động của CPI và IPI, nếu IPI trễ 2 tháng tăng 1% thì IR tăng 0.054%, lạm phát trễ 1 tăng 1% làm tăng biến động trong lãi suất 0.72%.  Thay đổi trong chỉ số sản xuất công nghiệp được giải thích bởi độ trễ của cung tiền M2, lạm phát và độ trễ của chính nó. Cụ thể, M2 ở độ trễ 3 tháng tăng 1% sẽ làm IPI giảm 0.92%, IPI ở các độ trễ 1, 2, 3 tháng tăng 1% thì sẽ làm IPI giảm lần lượt 0.54%, 0.40%, 0.26%, trong khi CPI trễ 3 tháng tăng 1% sẽ làm IPI tăng 2.46%  Thay đổi trong tỷ giá cũng được giải thích bởi biến động cung tiền, chỉ số VN-INDEX và độ trễ chính nó. Tăng 1% trong thay đổi cung tiền M2 trễ 3 tháng làm tỷ giá giảm 0.27% và tăng 1% trong tỷ giá trễ 2 tháng làm tỷ giá giảm 0.24%, tăng 1% trong chỉ số VN-INDEX trễ 1 tháng làm tỷ giả giảm 0.03%  Lạm phát trễ 01 tháng biến động 1% có thể dẫn đến tăng 0.73% lạm phát.
43
Giải thích phương trình (a) VNI : 2.45 VNIt-1 2.93 IRt-3: Kết qu nghiên cu
trong ngn hn cho thy các nhân t hầu như không ảnh hưởng đến giá
chng khoán ngoài lãi sut. Tác gi cho rng nguyên nhân bản có th xut
phát t nhng nguyên nhân sau:
Thi gian nghiên cu khá ngn ch hơn 6 năm, TTCK tri qua nhiu biến
động vi thi k tăng trưởng nóng vào năm 2007 và 2 thi k st gim mnh
vào năm 2008 và 2011, do đó biến động ch s chng khoán khá ln, trong
khi các biến động các biến vĩ bị ảnh hưởng bi các bin pháp can thip
ca nhà nưc.
Các nhà đầu tư trên thị trưng ch yếu các nhà đầu nhân, bị nh
hưởng bởi tâm lý đám đông nên có những phn ứng thái quá trước các nh
hưởng ca th trường, do đó trong 1 số giai đoạn các biến vĩ mô không phn
nh tác dng trong ngn hn. Ngoài ra, TTCK Vit Nam mặc dù đã trưởng
thành hơn những vn xy ra tình trạng đầu cơ trong ngắn hn và biến tướng
sang hành vi thao túng giá trong những năm gần đây. Rủi ro tâm lý đám đông
là đin hình ca TTCK Vit Nam trong nhiều năm và vẫn là ri ro hin hu
Sang năm 2010, dịch v đn bẩy tài chính được cung cp ph bin ti các
TTCK và được nhà đầu tư tăng cường s dng to nên ảnh hưởng không nh
đến TTCK vì đây là mt trong nhng nguyên nhân khiến cho giao dch ngn
hn tr nên ph biến, nhà đầu xu hướng cht lãi nhanh tránh ri ro
TTCK đảo chiều, do đó có thể các nhân t vĩ mô không có ảnh hưởng trc
tiếp đến tâm lý nhà đầu tư trong ngắn hn.
Biến ch s sn xut công nghip không ảnh hưởng đến ch s VN-Index
trong ngn hn: Vit Nam, t trng ca công nghip đóng góp vào GDP
ch xp x 40%. Ngoài ra, trong giá tr sản lượng công nghip Vit Nam,
các ngành xut khẩu tài nguyên thiên nhiên như than đá, du thô, khí hóa
lng chiếm đến 50% trong khi các ngành công nghip khác chiếm t l nh.
43  Giải thích phương trình (a) VNI : 2.45 VNIt-1 – 2.93 IRt-3: Kết quả nghiên cứu trong ngắn hạn cho thấy các nhân tố vĩ mô hầu như không ảnh hưởng đến giá chứng khoán ngoài lãi suất. Tác giả cho rằng nguyên nhân cơ bản có thể xuất phát từ những nguyên nhân sau:  Thời gian nghiên cứu khá ngắn chỉ hơn 6 năm, TTCK trải qua nhiều biến động với thời kỳ tăng trưởng nóng vào năm 2007 và 2 thời kỳ sụt giảm mạnh vào năm 2008 và 2011, do đó biến động chỉ số chứng khoán khá lớn, trong khi các biến động các biến vĩ mô bị ảnh hưởng bởi các biện pháp can thiệp của nhà nước.  Các nhà đầu tư trên thị trường chủ yếu là các nhà đầu tư cá nhân, bị ảnh hưởng bởi tâm lý đám đông nên có những phản ứng thái quá trước các ảnh hưởng của thị trường, do đó trong 1 số giai đoạn các biến vĩ mô không phản ảnh tác dụng trong ngắn hạn. Ngoài ra, TTCK Việt Nam mặc dù đã trưởng thành hơn những vẫn xảy ra tình trạng đầu cơ trong ngắn hạn và biến tướng sang hành vi thao túng giá trong những năm gần đây. Rủi ro tâm lý đám đông là điển hình của TTCK Việt Nam trong nhiều năm và vẫn là rủi ro hiện hữu  Sang năm 2010, dịch vụ đn bẩy tài chính được cung cấp phổ biển tại các TTCK và được nhà đầu tư tăng cường sử dụng tạo nên ảnh hưởng không nhỏ đến TTCK vì đây là một trong những nguyên nhân khiến cho giao dịch ngắn hạn trở nên phổ biến, nhà đầu tư có xu hướng chốt lãi nhanh tránh rủi ro TTCK đảo chiều, do đó có thể các nhân tố vĩ mô không có ảnh hưởng trực tiếp đến tâm lý nhà đầu tư trong ngắn hạn.  Biến chỉ số sản xuất công nghiệp không có ảnh hưởng đến chỉ số VN-Index trong ngắn hạn: ở Việt Nam, tỷ trọng của công nghiệp đóng góp vào GDP chỉ xấp xỉ 40%. Ngoài ra, trong giá trị sản lượng công nghiệp ở Việt Nam, các ngành xuất khẩu tài nguyên thiên nhiên như than đá, dầu thô, khí hóa lỏng chiếm đến 50% trong khi các ngành công nghiệp khác chiếm tỷ lệ nhỏ.
44
Nên có th cho rng giá tr sản lượng công nghip không phải là đại din cho
GDP Vit Nam.
Đối vi biến cung tin M2: Mjkhejee và Naka (1995) cho rng ảnh hưởng
ca cung tin lên giá chng khoán là mt câu hi thc nghim, nhng nghiên
cu thc nghim các th trưng khác nhau s cho ra nhng kết qu khác
nhau, có mi quan h cùng chiều, ngược chiu thm chí không có mi quan
h ràng buc nào gia TTCK và cung tin. V nguyên nhân cung tin M2
không có tác động trc tiếp đến VN-Index trong ngn hn: Việt Nam đã chú
trng quá nhiều vào tăng cung tiền và đầu để tạo tăng trưởng, tuy nhiên
hiu qu đầu lại thấp nên đã tạo áp lc lm phát cầu kéo, do đó mặc dù
cung tiền tăng nhưng không tạo ra được tăng trưởng cho nn kinh tế,
không phn ánh vào TTCK.
Biến t giá: t giá được NHNN điều tiết nên ít biến động. Biến động ca t
giá có mi quan h cht ch vi cung tin. Nếu cung tiền tăng nhanh sẽ làm
tăng áp lực tăng tỷ giá. Ngoài ra quá trình tác động ca t giá đến chi phí sn
xut ca doanh nghip là mt quá trình kéo dài, không phi trong ngn hn
t 1 hay 3 tháng. Do đó, có thể gii thích trong ngn hn (03 tháng), t giá
hi đoái USD/VND không có tác đng trc tiếp đến VN-Index.
Biến lm phát: Mc dù lm phát là mt trong nhng biến khá quan trng nh
hưởng trc tiếp đến dòng tin ca doanh nghip. Tuy nhiên, ti th trưng
Vit Nam thông tin lm phát lại không tác động trong ngn hn. Nguyên
nhân có th xut phát t:
Vit Nam, do tình trng cp nhật thông tin chưa tốt nên thông tin được
công b đã bao hàm độ trễ, nghĩa là số liệu CPI được công b là da trên
việc thay đổi giá c hàng hóa đã xảy ra. Ngoài ra, mt nguyên nhân khác
là do cách tính ch s CPI ca Việt Nam mang tính đặc thù dẫn đến s bt
thưng ca CPI, ví d như tớc năm 2009, Chính ph đã cho lương thực
44 Nên có thể cho rằng giá trị sản lượng công nghiệp không phải là đại diện cho GDP ở Việt Nam.  Đối với biến cung tiền M2: Mjkhejee và Naka (1995) cho rằng ảnh hưởng của cung tiền lên 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 thậm chí không có mối quan hệ ràng buộc nào giữa TTCK và cung tiền. Về nguyên nhân cung tiền M2 không có tác động trực tiếp đến VN-Index trong ngắn hạn: Việt Nam đã chú trọng quá nhiều vào tăng cung tiền và đầu tư để tạo tăng trưởng, tuy nhiên hiệu quả đầu tư lại thấp nên đã tạo áp lực lạm phát cầu kéo, do đó mặc dù cung tiền tăng nhưng không tạo ra được tăng trưởng cho nền kinh tế, và không phản ánh vào TTCK.  Biến tỷ giá: tỷ giá được NHNN điều tiết nên ít biến động. Biến động của tỷ giá có mối quan hệ chặt chẽ với cung tiền. Nếu cung tiền tăng nhanh sẽ làm tăng áp lực tăng tỷ giá. Ngoài ra quá trình tác động của tỷ giá đến chi phí sản xuất của doanh nghiệp là một quá trình kéo dài, không phải trong ngắn hạn từ 1 hay 3 tháng. Do đó, có thể giải thích trong ngắn hạn (03 tháng), tỷ giá hối đoái USD/VND không có tác động trực tiếp đến VN-Index.  Biến lạm phát: Mặc dù lạm phát là một trong những biến khá quan trọng ảnh hưởng trực tiếp đến dòng tiền của doanh nghiệp. Tuy nhiên, tại thị trường Việt Nam thông tin lạm phát lại không tác động trong ngắn hạn. Nguyên nhân có thể xuất phát từ:  Ở Việt Nam, do tình trạng cập nhật thông tin chưa tốt nên thông tin được công bố đã bao hàm độ trễ, nghĩa là số liệu CPI được công bố là dựa trên việc thay đổi giá cả hàng hóa đã xảy ra. Ngoài ra, một nguyên nhân khác là do cách tính chỉ số CPI của Việt Nam mang tính đặc thù dẫn đến sự bất thường của CPI, ví dụ như trước năm 2009, Chính phủ đã cho lương thực
45
- thc phm vào r hàng tính CPI vi t trng lớn trong khi lương thực -
thc phm li chiếm t trọng không đáng kể trong r hàng tính CPI các
nước khác, bi mt hàng này hay biến động bất thường không phn
ảnh đúng thực trng nn kinh tế
Trong những giai đon th trưng biến động mnh, TTCK Vit Nam b
chi phi bi tâm lý k vng của các nhà đầu tư. Năm 2007, khi TTCK ở
thi k tăng trưởng nóng, nhiều nhà đầu đã đổ vào TTCK để tìm
kiếm li nhuận. Bước sang 2008, TTCK đã bắt đầu có du hiệu đi xuống
do tình trng suy thoái chung ca nn kinh tế toàn cu tuy nhiên, nhiu
nhà đầu tư vẫn k vng s đi xuống ch là nht thi và TTCK s sm tr
li v thời hoàng kim đã có. Vì thế, s ợng nhà đầu tư và các CTCK
vn tiếp tục tăng. Từ năm 2009 đến nay, TTCK đã “tuột dc không
phanh” bất chp các chuyên gia nhận định th trưng s khi sắc. Đo đó
có th nhận định có nhng thi k ch tiêu lm phát hầu như không cn
tác dụng đến tâm lý nhà đầu tư
Những tác động ca lm phát như làm thay đổi lượng tiền trong lưu
thông, tăng lãi suất, chi phí sn xut kinh doanh ca doanh nghiệp,…làm
gim dòng tin k vọng trong tương lai của doanh nghip, làm giá chng
khoán có xu hướng gim cần có độ tr nhất định. Do đó có thể thy, lm
phát không có tác đng trc tiếp đến VN-Index trong ngn hn (1, 2 hoc
3 độ tr) mà s có tác động gián tiếp trong trung và dài hn.
4.6 Phân rã phƣơng sai
Để gii thích mi quan h gia các biến kinh tế mô và VN-Index, k thut
phân phương sai đưc s dng. Chui thi gian xem xét t 1 tháng đến 12
tháng
45 - thực phẩm vào rổ hàng tính CPI với tỷ trọng lớn trong khi lương thực - thực phẩm lại chiếm tỷ trọng không đáng kể trong rổ hàng tính CPI ở các nước khác, bởi mặt hàng này hay biến động bất thường và không phản ảnh đúng thực trạng nền kinh tế  Trong những giai đoạn thị trường biến động mạnh, TTCK Việt Nam bị chi phối bởi tâm lý kỳ vọng của các nhà đầu tư. Năm 2007, khi TTCK ở thời kỳ tăng trưởng nóng, nhiều nhà đầu tư đã đổ xô vào TTCK để tìm kiếm lợi nhuận. Bước sang 2008, TTCK đã bắt đầu có dấu hiệu đi xuống do tình trạng suy thoái chung của nền kinh tế toàn cầu tuy nhiên, nhiều nhà đầu tư vẫn kỳ vọng sự đi xuống chỉ là nhất thời và TTCK sẽ sớm trở lại về thời hoàng kim đã có. Vì thế, số lượng nhà đầu tư và các CTCK vẫn tiếp tục tăng. Từ năm 2009 đến nay, TTCK đã “tuột dốc không phanh” bất chấp các chuyên gia nhận định thị trường sẽ khởi sắc. Đo đó có thể nhận định có những thời kỳ chỉ tiêu lạm phát hầu như không cn tác dụng đến tâm lý nhà đầu tư  Những tác động của lạm phát như làm thay đổi lượng tiền trong lưu thông, tăng lãi suất, chi phí sản xuất kinh doanh của doanh nghiệp,…làm giảm dòng tiền kỳ vọng trong tương lai của doanh nghiệp, làm giá chứng khoán có xu hướng giảm cần có độ trễ nhất định. Do đó có thể thấy, lạm phát không có tác động trực tiếp đến VN-Index trong ngắn hạn (1, 2 hoặc 3 độ trễ) mà sẽ có tác động gián tiếp trong trung và dài hạn. 4.6 Phân rã phƣơng sai  Để giải thích mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và VN-Index, kỹ thuật phân rã phương sai được sử dụng. Chuỗi thời gian xem xét từ 1 tháng đến 12 tháng
46
Bng 4.9: Phân rã phƣơng sai thay đổi VN-Index
Period
S.E.
DLNVNI
DLNM2
DLNIPI
DLNEXC
DLNCPI
DIR
1
0.106055
100.0000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
2
0.117793
87.68415
3.119950
0.594379
4.080241
0.145082
4.376195
3
0.127714
74.89174
8.592607
0.780305
5.057979
1.471608
9.205762
4
0.131459
72.17816
8.157187
1.212688
5.129350
1.745802
11.57681
5
0.133016
70.53995
8.235913
1.95732
5.151901
2.777590
11.33732
6
0.134069
69.50748
8.198565
2.133365
5.162529
3.477109
11.52096
7
0.134809
68.74861
8.108880
2.402331
5.114059
4.218876
11.40725
8
0.135224
68.33618
8.066936
2.405961
5.233111
4.437503
11.52031
9
0.135626
67.93166
8.188672
2.533031
5.247709
4.646784
11.45215
10
0.136008
67.57595
8.419993
2.538131
5.289205
4.778481
11.39824
11
0.136106
67.49869
8.422913
2.569185
5.281627
4.845050
11.38254
12
0.136181
67.43897
8.433861
2.583776
5.278623
4.873694
11.39108
Kết qu của phân tích phân phương sai được trình bày trong Bng 4.9. Kết
qu ch bao gồm phânphương sai của biến DLNVNI tác gi đang nghiên
cứu tác động ca các biến kinh tế vĩ mô lên DLNVNI. Theo kết qu thì trong
ngn hn (02 và 03 tháng), DLNVNI chu ảnh hưởng nhiu nht bi chính cú
sc ca (87.68% và 74.89%), cung tin DLNM2 (3.12% 8.59%) ca
DIR (lần lượt là 4.37% và 9.20%). Trong dài hạn, DLNVNI cũng chịu tác đng
nhiu nht t chính cú sc ca (67.44%) t các biến DLNM2, DLNIPI,
DLNCPI, DIR tương ng vi t l là 8.43%, 2.58%, 5.28%, 4.87% và 11.39%.
4.7 Phn ng đẩy
Kết qu phn ng xung lc cho thy, VN-Index phn ứng tương đối nhanh trước
xu thế biến động ca t giá và lãi sut (trong khong thi gian 04 tháng).
Đồng thi sc trong ch s sn xut công nghiệp ý nghĩa thống
dương trong giai đoạn gia tháng 3 và tháng 6.
46 Bảng 4.9: Phân rã phƣơng sai thay đổi VN-Index Period S.E. DLNVNI DLNM2 DLNIPI DLNEXC DLNCPI DIR 1 0.106055 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.117793 87.68415 3.119950 0.594379 4.080241 0.145082 4.376195 3 0.127714 74.89174 8.592607 0.780305 5.057979 1.471608 9.205762 4 0.131459 72.17816 8.157187 1.212688 5.129350 1.745802 11.57681 5 0.133016 70.53995 8.235913 1.95732 5.151901 2.777590 11.33732 6 0.134069 69.50748 8.198565 2.133365 5.162529 3.477109 11.52096 7 0.134809 68.74861 8.108880 2.402331 5.114059 4.218876 11.40725 8 0.135224 68.33618 8.066936 2.405961 5.233111 4.437503 11.52031 9 0.135626 67.93166 8.188672 2.533031 5.247709 4.646784 11.45215 10 0.136008 67.57595 8.419993 2.538131 5.289205 4.778481 11.39824 11 0.136106 67.49869 8.422913 2.569185 5.281627 4.845050 11.38254 12 0.136181 67.43897 8.433861 2.583776 5.278623 4.873694 11.39108  Kết quả của phân tích phân rã phương sai được trình bày trong Bảng 4.9. Kết quả chỉ bao gồm phân rã phương sai của biến DLNVNI vì tác giả đang nghiên cứu tác động của các biến kinh tế vĩ mô lên DLNVNI. Theo kết quả thì trong ngắn hạn (02 và 03 tháng), DLNVNI chịu ảnh hưởng nhiều nhất bởi chính cú sốc của nó (87.68% và 74.89%), cung tiền DLNM2 (3.12% và 8.59%) và của DIR (lần lượt là 4.37% và 9.20%). Trong dài hạn, DLNVNI cũng chịu tác động nhiều nhất từ chính cú sốc của nó (67.44%) và từ các biến DLNM2, DLNIPI, DLNCPI, DIR tương ứng với tỷ lệ là 8.43%, 2.58%, 5.28%, 4.87% và 11.39%. 4.7 Phản ứng đẩy  Kết quả phản ứng xung lực cho thấy, VN-Index phản ứng tương đối nhanh trước xu thế biến động của tỷ giá và lãi suất (trong khoảng thời gian 04 tháng).  Đồng thời cú sốc trong chỉ số sản xuất công nghiệp có ý nghĩa thống kê và dương trong giai đoạn giữa tháng 3 và tháng 6.
47
Hình 7: Phân tích phn ng đy
47 Hình 7: Phân tích phản ứng đẩy
48
5. KT LUN
Trong bài nghiên cu, tác gi thc hin kim đinh tính dừng unit root test, kim
định đồng liên kết Johansen test, kiểm định nhân qu Granger, kim định
hình VAR, phân tích phn ng xung lực phân phương sai đ trung tìm
kiếm mối tương quan giữa TTCK - đại din ch s VN-Index và các biến
lãi sut, t giá, lm phát, cung tin M2 và ch s sn xut công nghip
Kết qu kim định tính dng ADF cho thy tt c các biến VN-Index, lm phát,
t giá, cung tin M2, lãi sut, ch s sn xut công nghiệp đều dng ti sai phân
bc 1 trong thi gian t tháng 1/2006 đến tháng 7/2012.
S dng kiểm định đồng liên kết, mi liên h trong dài hn giữa thay đổi VN-
Indexcác biến vĩ mô trong mô hình đa biến cho thấy có vector đồng liên kết
trong mô hình nghiên cu giữa thay đổi VN-Index và năm biến vĩ mô.
Mi quan h nhân qu Granger gia các cp biến cho thy có mi quan h mt
chiu gia t lạm phát đến thay đổi lãi sut cung tin, lãi suất đến thay đổi
ch s VN-Index và ch s sn xut công nghip, t cung tiền đến thay đổi ca t
giá và ch s sn xut công nghip
Kết qu d báo mô hình VAR cho thấy thay đổi trong VN-Index biến động cùng
chiu với thay đi VN-Index tr 1 tháng lãi sut tr 3 tháng. Bên cạnh đó, thay
đổi trong lãi suất huy động b ảnh hưởng cùng chiu vi lm phát tr 1 và ch s
sn xut công nghip tr 2. Ngoài ra, thay đổi trong t giá biến động ngược
chiu với thay đổi cung tin M2 tr 3, t giá tr 2 và VN-INDEX tr 1. Bên cnh
đó, lạm phát tr 1 tăng 1% có thể dẫn đến tăng 0.73% lạm phát.
Kết qu phân rã phương sai cho thấy biến động ca VN-Index b tác động nhiu
nht bi chính bn thân nó trong ngn hn ln dài hn.
Hn chế ca nghiên cu: Đề tài mi ch phân tích năm biến kinh tế vĩ mô là lạm
phát, lãi sut, cung tin M2, t giá và sn xut công nghip, trong thc tế ngoài
nhng biến trên, TTCK Việt Nam còn chu nh hưởng bi nhiu biến
48 5. KẾT LUẬN  Trong bài nghiên cứu, tác giả thực hiện kiểm đinh tính dừng unit root test, kiểm định đồng liên kết Johansen test, kiểm định nhân quả Granger, kiểm định mô hình VAR, phân tích phản ứng xung lực và phân rã phương sai để trung tìm kiếm mối tương quan giữa TTCK - đại diện là chỉ số VN-Index và các biến vĩ mô lãi suất, tỷ giá, lạm phát, cung tiền M2 và chỉ số sản xuất công nghiệp  Kết quả kiểm định tính dừng ADF cho thấy tất cả các biến VN-Index, lạm phát, tỷ giá, cung tiền M2, lãi suất, chỉ số sản xuất công nghiệp đều dừng tại sai phân bậc 1 trong thời gian từ tháng 1/2006 đến tháng 7/2012.  Sử dụng kiểm định đồng liên kết, mối liên hệ trong dài hạn giữa thay đổi VN- Index và các biến vĩ mô trong mô hình đa biến cho thấy có vector đồng liên kết trong mô hình nghiên cứu giữa thay đổi VN-Index và năm biến vĩ mô.  Mối quan hệ nhân quả Granger giữa các cặp biến cho thấy có mối quan hệ một chiều giữa từ lạm phát đến thay đổi lãi suất và cung tiền, lãi suất đến thay đổi chỉ số VN-Index và chỉ số sản xuất công nghiệp, từ cung tiền đến thay đổi của tỷ giá và chỉ số sản xuất công nghiệp  Kết quả dự báo mô hình VAR cho thấy thay đổi trong VN-Index biến động cùng chiều với thay đổi VN-Index trễ 1 tháng lãi suất trễ 3 tháng. Bên cạnh đó, thay đổi trong lãi suất huy động bị ảnh hưởng cùng chiều với lạm phát trễ 1 và chỉ sổ sản xuất công nghiệp trễ 2. Ngoài ra, thay đổi trong tỷ giá biến động ngược chiều với thay đổi cung tiền M2 trễ 3, tỷ giá trễ 2 và VN-INDEX trễ 1. Bên cạnh đó, lạm phát trễ 1 tăng 1% có thể dẫn đến tăng 0.73% lạm phát.  Kết quả phân rã phương sai cho thấy biến động của VN-Index bị tác động nhiều nhất bởi chính bản thân nó trong ngắn hạn lẫn dài hạn.  Hạn chế của nghiên cứu: Đề tài mới chỉ phân tích năm biến kinh tế vĩ mô là lạm phát, lãi suất, cung tiền M2, tỷ giá và sản xuất công nghiệp, trong thực tế ngoài những biến vĩ mô trên, TTCK Việt Nam còn chịu ảnh hưởng bới nhiều biến
49
khác như giá vàng, giá dầu, giá bất động sn, yếu t k vng, yếu t tâm lý ca
nhà đầu tư,…có th những giai đoạn, các yếu t không đề cập đến trong
mô hình nghiên cu lại các tác động mnh m đến TTCK Việt Nam hơn so với
các biến trong hình.. Ngoài ra, TTCK VN hin nay vn chưa có sự minh
bch trong qun tr điều hành và trách nhim gii trình của các cơ quan quản lý,
giám sát tầm vĩ mô, cũng như các thông tin thị trường chưa được cp nht mt
cách chuẩn xác đến các nhà đầu tư, trong khi yếu t tâm lý luôn b chi phi nng
n bởi các tin đồn; trên th trưng vn có khong trng pháp lý cho nhng nhà
kinh doanh, đầu có điều kiện thôn tính, lũng đoạn th trưng. Đồng thi, s
liu ca các biến kinh tế mô ở Vit Nam còn hn chế và thng kê không chính
xác. Do đó kết qu ca nghiên cu có th mt phn sai lch so vi k vng và
các lý thuyết kinh tế.
V ng nghiên cứu xa hơn, có thể m rng nghiên cu thêm các biến vĩ
khác như xuất, nhp khẩu, cán cân thương mại, tăng trưởng tín dng, biến động
giá vàng, biến động giá vàng… đến giá chng khoán. Ngoài ra nghiên cu mi
ch phân tích s liệu giai đoạn t tháng 01/2006 đến tháng 07/2012, trong tương
lai có th chn thời gian dài hơn để phân tích chính xác v xu hướng tác động
trong dài hn ca các biến kinh tế vĩ mô đến th trưng chng khoán Vit Nam.
6. KIN NGH
Trên cơ sở kết qu phân tích trên và bài hc kinh nghim rút ra t các lý thuyết và
nghiên cu trên thế gii, bài nghiên cứu đề xut mt s ý kiến cho vic xây dng và
hoàn thiện các chính sách điều hành và qun lý kinh tế mô:
TTCK phn ánh những gì được k vng s xy ra trong nn kinh tế. Do đó, vic
ban hành và qun lý các chính sách kinh tế mô của Chính ph cn phi quan
tâm đến s phát trin bn vng cho TTCK. Trong quá trình nghiên cứu đề xut
và sa đổi các chính sách kinh tế vĩ mô và TTCK, cn nghiên cu hành vi ca
các ch th kinh tếth ảnh hưởng đến vic ra các quyết định kinh tế, không
49 khác như giá vàng, giá dầu, giá bất động sản, yếu tố kỳ vọng, yếu tố tâm lý của nhà đầu tư,… và có thể có những giai đoạn, các yếu tố không đề cập đến trong mô hình nghiên cứu lại các tác động mạnh mẽ đến TTCK Việt Nam hơn so với các biến trong mô hình.. Ngoài ra, TTCK VN hiện nay vẫn chưa có sự minh bạch trong quản trị điều hành và trách nhiệm giải trình của các cơ quan quản lý, giám sát ở tầm vĩ mô, cũng như các thông tin thị trường chưa được cập nhật một cách chuẩn xác đến các nhà đầu tư, trong khi yếu tố tâm lý luôn bị chi phối nặng nề bởi các tin đồn; trên thị trường vẫn có khoảng trống pháp lý cho những nhà kinh doanh, đầu cơ có điều kiện thôn tính, lũng đoạn thị trường. Đồng thời, số liệu của các biến kinh tế vĩ mô ở Việt Nam còn hạn chế và thống kê không chính xác. Do đó kết quả của nghiên cứu có thể có một phần sai lệch so với kỳ vọng và các lý thuyết kinh tế.  Về hướng nghiên cứu xa hơn, có thể mở rộng nghiên cứu thêm các biến vĩ mô khác như xuất, nhập khẩu, cán cân thương mại, tăng trưởng tín dụng, biến động giá vàng, biến động giá vàng… đến giá chứng khoán. Ngoài ra nghiên cứu mới chỉ phân tích số liệu giai đoạn từ tháng 01/2006 đến tháng 07/2012, trong tương lai có thể chọn thời gian dài hơn để phân tích chính xác về xu hướng tác động trong dài hạn của các biến kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán Việt Nam. 6. KIẾN NGHỊ Trên cơ sở kết quả phân tích ở trên và bài học kinh nghiệm rút ra từ các lý thuyết và nghiên cứu trên thế giới, bài nghiên cứu đề xuất một số ý kiến cho việc xây dựng và hoàn thiện các chính sách điều hành và quản lý kinh tế vĩ mô:  TTCK phản ánh những gì được kỳ vọng sẽ xảy ra trong nền kinh tế. Do đó, việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô của Chính phủ cần phải quan tâm đến sự phát triển bền vững cho TTCK. Trong quá trình nghiên cứu đề xuất và sửa đổi các chính sách kinh tế vĩ mô và TTCK, cần nghiên cứu hành vi của các chủ thể kinh tế có thể ảnh hưởng đến việc ra các quyết định kinh tế, không
50
nên xem nh tác động mang tính hiu ứng đám đông khi ban hành, điều chnh
các chính sách nói chung và qun lý TTCK nói riêng.
Nâng cao tính hiu qu của thông tin vĩ mô: TTCK phn ng rt mạnh trước các
thông tin. Độ chính xác, minh bch và kp thi ca thông tin s nhng tác
động lên th trưng và hành vi của các nhà đầu tư. Do đó, việc công b thông tin
cần được thc hin dưới s kim soát bởi hành lang pháp lý để tránh tình trng
kinh doanh ni gián, li ích nhóm làm bóp méo và ri lon th trưng. th
nâng cao hiu qu v mt thông tin cho TTCK bng cách ci thin tính minh
bch của thông tin được công b, tiến ti d b biên độ giao dch ti các sàn
giao dch chng khoán, tạo điều kin cho giá chng khoán phn ng nhanh
chóng vi thông tin công b, nâng cao vai trò của cơ quan giám sát TTCK, nâng
cao tính thc thi ca h thng luật pháp liên quan đến hoạt động đầu chứng
khoán, nâng cao chất lượng h thống cơ sở h tng, rút ngn thi gian thanh toán
phù hp vi thông l quc tế, kim soát cht tiêu chun niêm yết nhằm tăng tính
an toàn cho nhà đu tư.
Chính sách tin t:
Chính sách tin t cn l trình c th, tránh gây ra nhng sc tâm
cho nhà đầu tư, gây ảnh hưởng tiêu cc cho s phát trin ca th trưng
chng khoán.
TTCK Vit Nam còn non tr nên chưa bền vng, d b tác động ca chính
sách tht cht tin t. vậy, Ngân hàng Nhà nước cn tránh những động
thái bt ng trong điều hành chính sách. Ngân hàng Nhà nước nên t chc,
giám sát để duy trì mt th trưng lãi sut bình n bằng các quy định c th
và chế tài nghiêm ngặt để phòng nga ri ro h thng.
T giá là mt trong nhng biến s phc tp và nhy cm nhất trong điều hành
kinh tế vĩ mô hiện nay. Mi s biến động của nó tác động đến hàng lot các
đối tượng khác nhau trong nn kinh tế: tăng tỉ giá để khuyến khích xut khu
50 nên xem nhẹ tác động mang tính hiệu ứng đám đông khi ban hành, điều chỉnh các chính sách nói chung và quản lý TTCK nói riêng.  Nâng cao tính hiệu quả của thông tin vĩ mô: TTCK phản ứng rất mạnh trước các thông tin. Độ chính xác, minh bạch và kịp thời của thông tin sẽ có những tác động lên thị trường và hành vi của các nhà đầu tư. Do đó, việc công bố thông tin cần được thực hiện dưới sự kiểm soát bởi hành lang pháp lý để tránh tình trạng kinh doanh nội gián, lợi ích nhóm làm bóp méo và rối loạn thị trường. Có thể nâng cao hiệu quả về mặt thông tin cho TTCK bằng cách cải thiện tính minh bạch của thông tin được công bố, tiến tới dỡ bỏ biên độ giao dịch tại các sàn giao dịch chứng khoán, tạo điều kiện cho giá chứng khoán phản ứng nhanh chóng với thông tin công bố, nâng cao vai trò của cơ quan giám sát TTCK, nâng cao tính thực thi của hệ thống luật pháp liên quan đến hoạt động đầu tư chứng khoán, nâng cao chất lượng hệ thống cơ sở hạ tầng, rút ngắn thời gian thanh toán phù hợp với thông lệ quốc tế, kiểm soát chặt tiêu chuẩn niêm yết nhằm tăng tính an toàn cho nhà đầu tư.  Chính sách tiền tệ:  Chính sách tiền tệ cần có lộ trình cụ thể, tránh gây ra những cú sốc tâm lý cho nhà đầu tư, gây ảnh hưởng tiêu cực cho sự phát triển của thị trường chứng khoán.  TTCK Việt Nam còn non trẻ nên chưa bền vững, dễ bị tác động của chính sách thắt chặt tiền tệ. Vì vậy, Ngân hàng Nhà nước cần tránh những động thái bất ngờ trong điều hành chính sách. Ngân hàng Nhà nước nên tổ chức, giám sát để duy trì một thị trường lãi suất bình ổn bằng các quy định cụ thể và chế tài nghiêm ngặt để phòng ngừa rủi ro hệ thống.  Tỉ giá là một trong những biến số phức tạp và nhạy cảm nhất trong điều hành kinh tế vĩ mô hiện nay. Mỗi sự biến động của nó tác động đến hàng loạt các đối tượng khác nhau trong nền kinh tế: tăng tỉ giá để khuyến khích xuất khẩu
51
thì có th ảnh hưởng xấu đến doanh nghiệp trong nước có nguyên liệu đầu
vào hàng nhp khẩu, tăng rủi ro cho các doanh nghip n vay bng
ngoi t, gánh nng n nn ca Chính Ph, thu hút vốn đầu tư… Trong điều
kin kinh tế hin nay, cn qun t giá theo hướng ổn định, nên cho các
doanh nghip thc hin các nhóm công c phái sinh như hợp đồng k hn,
quyn chọn để vấn đề cung cu ngoi t không gây tr ngi cho hoạt động
sn xuất kinh doanh và theo đó, chứng khoán các công ty này tăng trưởng n
định hơn.
51 thì có thể ảnh hưởng xấu đến doanh nghiệp trong nước có nguyên liệu đầu vào là hàng nhập khẩu, tăng rủi ro cho các doanh nghiệp có nợ vay bằng ngoại tệ, gánh nặng nợ nần của Chính Phủ, thu hút vốn đầu tư… Trong điều kiện kinh tế hiện nay, cần quản lý tỷ giá theo hướng ổn định, nên cho các doanh nghiệp thực hiện các nhóm công cụ phái sinh như hợp đồng kỳ hạn, quyền chọn để vấn đề cung cầu ngoại tệ không gây trở ngại cho hoạt động sản xuất kinh doanh và theo đó, chứng khoán các công ty này tăng trưởng ổn định hơn.