Đề tài Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 56 Kết quả của các kiểm định trên cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện: chuỗi phần dư là chuỗi dừng, sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật chuẩn, phần dư không bị tự tương quan và phương sai sai số không thay đổi. Như vậy, mô hình được lựa chọn ở trên là phù hợp. 4.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.2.1. Mô hình trong dài hạn LNVNI = -19.46019 – 2.615894*LNGB10Y + 2.694780*LNEXC – 1.322877*LNINF (0.44479) (1.70699) (0.76135) [5.88119] [-1.57867] [1.73754] Mô hình trên cho thấy ở dài hạn, trong khi các biến số lãi suất TPCP và lạm phát có dấu của các hệ số ước lượng là hoàn toàn phù hợp với lý thuyết thì ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến chỉ số VN-Index lại trái với kỳ vọng ban đầu11. Thứ nhất, kết quả cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với chỉ số VN-Index, giống với các nghiên cứu ở trong nước và nước ngoài. Theo đó, độ co giãn của biến vĩ mô này với chỉ số VN-Index là -2.615894, nghĩa là trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, cứ 1% giảm đi của lãi suất TPCP làm cho giá cổ phiếu trên TTCK tăng hơn 2.5% và ngược lại. Mối quan hệ này thể hiện rất rõ ràng trong hai năm trở lại đây; khi mà lãi suất giao dịch TPCP kỳ hạn 10 năm liên tục giảm, từ 11.36% vào tháng 3/2012 xuống chỉ còn 8.62% vào cuối tháng 3/2014 thì giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam lại khởi sắc hơn rất nhiều. Điều này có thể được giải thích theo lý thuyết về lượng cầu tài sản; khi lãi suất thấp, những nhà đầu tư trước đây đã mua trái phiếu nhằm tìm kiếm sự an toàn thường có xu hướng bán trái phiếu để tìm kiếm thu nhập cao hơn từ TTCK. Hơn nữa, lãi suất TPCP thường có ảnh hưởng đến lãi suất chiết khấu và thông qua đó tác động làm thay đổi các loại lãi suất khác trên thị trường. Có thể thấy khi lãi suất TPCP giảm thì đồng nghĩa với lãi suất cho vay đối với khách hàng cũng giảm xuống. Lúc này các khoản vay trở nên rẻ hơn, không chỉ giúp cho các cá nhân và tổ chức dễ dàng vay tiền để đầu tư vào cổ phiếu mà còn góp phần tạo điều kiện thuận lợi cho các doanh nghiệp mở rộng sản xuất và thu được lợi nhuận 11 Giả thiết 2 đặt ra ở mục 1.1.3.2: “Tỷ giá hối đoái có tác động tỷ lệ nghịch (-) đến giá cổ phiếu trên TTCK”. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 57 cao. Do vậy, giá cổ phiếu trên TTCK sẽ tăng lên. Ngược lại, lãi suất TPCP tăng sẽ gây khó khăn cho nhà đầu tư trong việc tiếp cận vốn cũng như tác động tiêu cực đến hoạt động của doanh nghiệp, từ đó làm cho chỉ số VN-Index sụt giảm. Ngoài ra, hiện tượng tâm lý đầu tư theo bầy đàn và tâm lý chi phối hành vi của nhà đầu tư trên TTCK khá mạnh mẽ càng khiến cho chỉ số giá chứng khoán sụt giảm khi có các tín hiệu bất ổn của kinh tế vĩ mô như lãi suất tăng. Đề tài của Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj và Tahir Khan Durrani (2008) cũng có kết luận tương tự về mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường Mỹ và Hàn Quốc. Thứ hai, hệ số ảnh hưởng của lạm phát đến chỉ số VN-Index là – 1.322877. Tỷ lệ này là thấp nhất trong ba nhân tố vĩ mô, chứng tỏ ảnh hưởng của lạm phát đến giá cổ phiếu trên TTCK yếu hơn so với lãi suất TPCP và tỷ giá hối đoái. Theo đó, nếu lạm phát tăng 1% thì chỉ số giá chứng khoán sẽ giảm đi 1.32%. Điều này phản ánh đúng thực trạng TTCK Việt Nam trong thời gian qua và hoàn toàn phù hợp với cơ sở lý thuyết. Lạm phát tăng thường đi kèm với chính sách tín dụng thắt chặt, việc tiếp cận nguồn vốn của các nhà đầu tư chứng khoán sẽ khó khăn hơn. Hoạt động của các doanh nghiệp có quan hệ tín dụng với ngân hàng cũng bị ảnh hưởng theo chiều hướng xấu. Mặt khác, khi lạm phát tăng, chi phí đầu vào cho hoạt động sản xuất kinh doanh của các doanh nghiệp cũng tăng lên, lợi nhuận kỳ vọng của doanh nghiệp trong tương lai bị định giá thấp, dẫn tới giảm sự sôi động trên TTCK. Hơn nữa, sự tăng lên của lạm phát có thể tác động tiêu cực đến tâm lý nhà đầu tư, làm cho TTCK trở nên kém hấp dẫn hơn so với các hình thức đầu tư an toàn khác. Như vậy, rõ ràng lạm phát tăng sẽ kéo theo sự sụt giảm của giá cổ phiếu trên TTCK. Kết luận này tương đồng với các nghiên cứu trước của Nelson (1976), John Litner (1975), Bodie (1976), Fama và Schwert (1977), Adel A. Al-Sharkas (2004), Thứ ba, hệ số ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái là 2.694780 > 0 cho thấy sự thay đổi trong tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng có tương quan tỷ lệ thuận với chỉ số VN-Index. Cụ thể, khi tỷ giá hối đoái tăng, tức USD tăng giá hay VND giảm giá, sẽ làm cho chỉ số VN-Index đi lên. Mối quan hệ này trái với giả thiết tương quan âm đã đặt ra ở phần cơ sở lý thuyết. Sở dĩ có sự trái ngược như vậy là vì Trư ờn Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 58 tác động của tỷ giá lên TTCK Việt Nam có hai mặt. Một mặt, xét ở khía cạnh thương mại quốc tế, tỷ giá tăng thì hoạt động xuất khẩu sẽ thuận lợi hơn nhập khẩu. Mà Việt Nam là nước nhập siêu và áp dụng phương pháp yết giá trực tiếp nên điều này sẽ gây ra tác động tỷ lệ nghịch đến giá cổ phiếu. Mặt khác, tỷ giá tăng sẽ khuyến khích dòng vốn FPI (Foreign Portfolio Investment – Đầu tư gián tiếp nước ngoài) chảy vào TTCK làm thị trường sôi động hơn, thúc đẩy VN-Index tăng điểm và ngược lại. Như vậy, hệ số dương chứng tỏ dù cho hoạt động nhập khẩu không được thuận lợi thì với dòng vốn nước ngoài chảy vào dồi dào trong những năm gần đây đã góp phần không nhỏ cho đà tăng trưởng ấn tượng của TTCK Việt Nam. 4.2.2. Mô hình trong ngắn hạn∆ 0.025502 0.191973∆ 0.062044∆0.141507∆ .. 0.006413Δ 100.339634ΔLNEXC 0.974818Δ0.158017Δ 3.006826Δ0.413019ΔLNINF 0.073972Δ . Kết quả ước lượng cho thấy đa phần các biến số trong phương trình ngắn hạn đều không có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với độ trễ t-1 và t- 2, có nghĩa là biến động của lãi suất ở tháng thứ nhất và thứ hai về trước sẽ có tác động đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK ở thời điểm hiện tại. Bên cạnh đó, 0.499665 0 và 0.532290 0 cho thấy ở ngắn hạn tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên TTCK chịu tác động cùng chiều bởi độ biến động của lãi suất TPCP với độ trễ là 1 và 2 tháng; trong khi đó, ở dài hạn lãi suất TPCP lại tác động ngược chiều đến chỉ số VN-Index. Hệ số ước lượng ECT với độ trễ là 1 trong ngắn hạn có mức ý nghĩa thống kê nhỏ hơn 5% đảm bảo rằng nghiên cứu có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở phần trước theo giả thuyết của Granger năm 1987. Hệ số -0.126115 cho thấy chỉ số VN-Index được điều chỉnh bởi 12.61% trong một tháng để đạt đến sự thăng bằng trong dài hạn. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 59 Các biến còn lại bao gồm tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu ở những tháng trước, độ biến động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không có tác động ngắn hạn đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK ở thời điểm hiện tại. Điều này cho thấy TTCK Việt Nam là thị trường không hiệu quả bởi giá chứng khoán không thể hiện hết lượng thông tin. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 60 PHẦN III: KẾT LUẬN 1. Kết quả đạt được Đề tài đã tập trung nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô: lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm, tỷ giá hối đoái (USD/VND) và lạm phát đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam thông qua chỉ số VN-Index của SGDCK TP. Hồ Chí Minh bằng phương pháp vecto hiệu chỉnh sai số VECM. Nghiên cứu sử dụng dữ liệu tháng từ tháng 1/2006 đến tháng 1/2014 nên có 97 quan sát trong mẫu nghiên cứu. Để phân tích tác động này một cách hiệu quả, đề tài đã sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng và tiếp đến kiểm định đồng tích hợp cho chuỗi dữ liệu của bốn biến trong mô hình, kết quả cho thấy tồn tại ít nhất một vecto đồng tích hợp giữa các biến trong nghiên cứu. Từ đó, thu được mô hình về mối quan hệ trong dài hạn lẫn ngắn hạn giữa các biến nghiên cứu. Kết quả cho thấy:  Mô hình ước lượng trong dài hạn đã phát hiện ra các nhân tố vĩ mô trên đều có tác động đến chỉ số VN-Index trong dài hạn. Trong đó, lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm và lạm phát có mối quan hệ tỷ lệ nghịch đến chỉ số VN-Index; còn tỷ giá hối đoái có mối quan hệ tỷ lệ thuận đến chỉ số Vn-Index. Phát hiện này khá phù hợp với các lý thuyết kinh tế cũng như nghiên cứu có trước.  Mô hình ước lượng trong ngắn hạn cho thấy tỷ suất sinh lợi của cổ phiếu trên TTCK Việt Nam chỉ bị tác động cùng chiều bởi biến động lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm với độ trễ là 1 và 2 tháng. Các biến tỷ suất sinh lợi ở các tháng trước, độ biến động tỷ giá hối đoái và tỷ lệ lạm phát không ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi trên TTCK ở thời điểm hiện tại. 2. Hạn chế và hướng phát triển của đề tài  Hạn chế của đề tài Trong quá trình thực hiện đề tài, do có những hạn chế về thời gian, chuyên môn, kiến thức và những kỹ năng cần thiết phục vụ cho quá trình nghiên cứu như nghiên cứu tài liệu nước ngoài, phân tích và xử lý các mô hình bằng các công cụ chuyên môn nên đề tài không tránh khỏi những thiếu sót nhất định như sau: Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 61 Một là, trên thực tế có nhiều biến vĩ mô tác động đến giá cổ phiếu trên TTCK như giá hàng hóa, lượng cung tiền, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát, chính trị, giá vàng, giá dầu, tỷ lệ thất nghiệp, nhưng đề tài chỉ giới hạn ở ba biến kinh tế vĩ mô là lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát để nghiên cứu. Việc giới hạn các biến nghiên cứu như trên ít nhiều ảnh hưởng đến kết quả mô hình nghiên cứu vì có khả năng nghiên cứu bỏ qua một vài biến giải thích quan trọng khác, điều này ảnh hưởng đến kết quả đề xuất mô hình nghiên cứu hợp lý nhất. Hai là, mẫu nghiên cứu của đề tài chỉ có 97 quan sát. Mặc dù đạt yêu cầu về cỡ mẫu nhưng với số lượng quan sát như vậy thì không đủ lớn khi chạy mô hình VECM. Điều này ít nhiều ảnh hưởng đến tính đại diện của cỡ mẫu và từ đó có thể làm cho mô hình ước lượng cuối cùng không được chính xác. Ba là, đề tài chỉ sử dụng lãi suất TPCP 10 năm để nghiên cứu. Tuy nhiên, khi nói đến lãi suất thì còn có rất nhiều loại khác như lãi suất cho vay, lãi suất tiền gửi, lãi suất chiết khấu, lãi suất qua đêm liên ngân hàng, Dù lãi suất TPCP có tính đại diện cao nhưng trong một số trường hợp, chỉ dùng một loại lãi suất này thì không đủ để đưa ra nhận định về tác động của lãi suất nói chung đến giá cổ phiếu trên TTCK. Bốn là, đề tài sử dụng chỉ số VN-Index làm đại diện cho cổ phiếu trên TTCK Việt Nam, trong khi đó chỉ số này chỉ đại diện cho nhóm cổ phiếu niêm yết trên SGDCK TP. Hồ Chí Minh. Do đó, chỉ số này không mang tính đại diện cao cho giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Năm là, trong thực tế, các nhân tố vĩ mô không chỉ tác động đến chỉ số VN- Index mà ngược lại chỉ số VN-Index cũng có tác động đến các nhân tố vĩ mô, hay nói cách khác chúng có ảnh hưởng qua lại lẫn nhau. Hơn nữa, mô hình VECM được dùng để xác định mối quan hệ tác động lẫn nhau đó. Bởi vậy, việc sử dụng mô hình VECM chỉ để nghiên cứu tác động một chiều từ các biến vĩ mô đến giá cổ phiếu là chưa được hợp lý và chính xác.  Hướng phát triển của đề tài Bằng cách sử dụng phương pháp vecto hiệu chỉnh sai số VECM để ước lượng mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu thời gian, đề tài đã chứng minh được mối quan hệ giữa các nhân tố lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát Trư ờng Đạ i họ c K in tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 62 đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Tuy nhiên, đề tài vẫn chưa giải thích được sự tương tác qua lại giữa các biến độc lập hay giữa biến độc lập và biến phụ thuộc. Từ đó, mở ra nhiều hướng nghiên cứu cho các đề tài sau này. Trước hết, bổ sung thêm một số biến vĩ mô như giá vàng, giá dầu, và sử dụng các mô hình kiểm định như kiểm định nhân quả (Granger Causality) hay mô hình vecto tự hồi quy VAR (Vecto Autoregression) để hồi quy. Bên cạnh đó, các đề tài tiếp theo có thể sử dụng kết hợp dữ liệu VN-Index của SGDCK TP. Hồ Chí Minh và HNX-Index của SGDCK Hà Nội để mẫu nghiên cứu mang tính đại diện cao hơn. Bên cạnh đó, có thể thu thập số liệu về các chỉ số chứng khoán ở các nước khác để nghiên cứu về mối tương tác qua lại giữa các TTCK với nhau. 3. Khuyến nghị Nghiên cứu về mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ giá hối đoái và lạm phát với giá cổ phiếu trên TTCK đã cung cấp những thông tin quan trọng không những cho nhà đầu tư, các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu mà còn đối NHNN và các nhà điều hành kinh tế vĩ mô.  Đối với nhà đầu tư Nên tránh đầu tư theo xu hướng hoặc tin đồn do rủi ro khá cao; đồng thời luôn nâng cao kiến thức. Hiểu biết và xác định được ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến giá cổ phiếu sẽ giúp các nhà đầu tư trong việc định giá cổ phiếu, lựa chọn và quản lý danh mục đầu tư của mình. Kết quả nghiên cứu cho thấy nhà đầu tư cũng nên theo dõi sát các quyết định, chính sách về tiền tệ do NHNN ban hành để có thể đưa ra quyết định đầu tư hợp lý. Trong các trường hợp xấu cần rút khỏi thị trường để đầu tư vào các kênh khác có tính an toàn cao hơn.  Đối với các doanh nghiệp đã phát hành cổ phiếu Nên chú ý theo dõi sự biến động của các nhân tố lãi suất, tỷ giá cũng như lạm phát để có biện pháp phòng ngừa, quản trị rủi ro thích hợp, để hạn chế tối thiểu ảnh hưởng của chúng đến lợi nhuận kinh doanh của doanh nghiệp và củng cố niềm tin cho các nhà đầu tư vào cổ phiếu của doanh nghiệp mình. Bên cạnh đó, phải theo dõi chính sách tiền tệ trong việc xây dựng chiến lược quản trị rủi ro cho doanh nghiệp mình. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 63  Đối với Ngân hàng Nhà nước NHNN sử dụng công cụ lãi suất và tỷ giá trong điều hành chính sách tiền tệ phải thận trọng và hợp lý. Trước khi ra quyết định, cần đánh giá hiện trạng kinh tế vĩ mô nhằm tạo ổn định không chỉ cho thị trường tài chính mà còn cả TTCK, nhằm tránh các biến dạng trong hoạt động kinh tế quốc dân.  Đối với các nhà điều hành kinh tế vĩ mô Việc ban hành và quản lý các chính sách kinh tế vĩ mô không chỉ hướng đến việc điều hành nền kinh tế mà còn cần phải quan tâm đến sự phát triển bền vững cho TTCK. Đặc biệt, các nhà điều hành nên xem xét, đánh giá một cách toàn diện điều kiện kinh tế vĩ mô và diễn biến TTCK trước khi đưa ra quyết định. Hơn nữa, TTCK phản ánh rất mạnh trước các thông tin; nên độ chính xác, tính 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 của các nhà chính sách cần được thực hiện chuyên nghiệp, được kiểm soát bởi hành lang pháp lý tránh tình trạng kinh doanh nội gián bóp méo thị trường. Trư ờng Đạ i họ c K in tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 64 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Tiếng Việt [1] Nguyễn Quang Dong & Nguyễn Thị Minh (2012), Giáo trình Kinh tế lượng, NXB Đại học Kinh tế quốc dân, Hà Nội. [2] Nguyễn Quang Dong (2005), Bài giảng Kinh tế lượng, NXB Thống kê, Hà Nội. [3] Nguyễn Văn Tiến (2009), Giáo trình Tài chính – Tiền tệ – Ngân hàng, NXB Thống kê, Hà Nội. [4] Nguyễn Văn Tiến (2010), Giáo trình Tài chính quốc tế, NXB Thống kê, Hà Nội. [5] Luật số 70/2006/QH11 Luật Chứng khoán, Quốc Hội ban hành ngày 29 tháng 6 năm 2006. [6] Luật số 62/2010/QH12 Luật sửa đổi, bổ sung một số điều của Luật Chứng khoán số 70/2006/QH11, Quốc Hội ban hành ngày 24 tháng 11 năm 2010. [7] Huỳnh Thế Nguyễn & Nguyễn Quyết (2013), Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá cổ phiếu tại TP.HCM, Tạp chí phát triển và hội nhập, Tập 21, Số 11, tr. 37-41. [8] Phan Thị Bích Nguyệt & Phạm Dương Phương Thảo (2013), Phân tích tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khoán VN, Tạp chí phát triển và hội nhập, Tập 18, Số 8, tr. 34-41. [9] Phan Thanh Hoàn & Nguyễn Đăng Hào (2007), Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004, Tạp chí khoa học, Số 43, tr. 61-71. [10] Bộ Giáo dục và Đào tạo (2011), Mối liên hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khoán – Kết quả thực nghiệm ở thị trường chứng khoán Việt Nam, TP. Hồ Chí Minh. [11] Lê Xuân Sang (2012), Sự tác động của các biến vĩ mô: lãi suất, tỷ giá, lạm phát, giá vàng đến VN-Index, Luận văn Thạc sĩ Tài chính – Ngân hàng, Trường Đại học Mở TP. Hồ Chí Minh. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 65 [12] Nguyễn Thị Ngọc Tiên (2013), Ảnh hưởng của lãi suất, tỷ giá hối đoái và lợi nhuận thị trường đối với lợi nhuận cổ phiếu ngân hàng, Khóa luận tốt nghiệp đại học, Trường Đại học kinh tế Huế. [13] Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh, Nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán. Mô hình định giá thích hợp cho thị trường chứng khoán Việt Nam, Công trình dự thi giải thưởng nghiên cứu khoa học sinh viên. [14] Phùng Thanh Bình (2012), Hướng dẫn sử dụng Eviews 6.0, Trường Đại học Kinh tế TP. Hồ Chí Minh. [15] Trần Thị Minh Trang, Nguyễn Thế Trọng & Nguyễn Trang Anh Tuấn (2012), Ứng dụng mô hình VAR/VECM dự báo tình hình lạm phát ở Việt Nam, Đề tài nghiên cứu khoa học, Trường Đại học Quốc gia TP. Hồ Chí Minh. 2. Tiếng Anh [16] Robert D. Gay (2008), Effect of macroeconomic variables on stock market returns for four emerging ecomomies: Barazil, Russia, India and China, International Business & Economics Research Journal, Vol. 7, No. 3, pp. 1-8. [17] Chunsheng Zhou (1996), Stock Market Flutuations and the Term Structure, Peking University. [18] Eugene F. Fama & G. William Schwert (1977), Asset returns and inflation, Journal of Financial Economics, No. 5, pp. 115-146. [19] Nousheen Zafar, Syeda Faiza Urooj & Tahir Khan Durrani (2008), Interest rate volatility and stock return and volatility, European Journal of Economics, Finance and Administrative Sciences, No. 14, pp. 135-140. [20] John Lintner (1975), Inflation and Security returns, The Journal of Finance, Vol. 30, No. 2, pp. 259-280. [21] Lalith P. Samarakoon (1996), Stock market returns and inflation: Sri Lankan evidence, Sri Lankan Journal of Management, Vol. 1, No. 4, pp. 293-311. [22] Komain Jiranyakul (2009), Economics forces and the Thai stock market, 1993 – 2007, NIDA Economic Review, Vol. 4, No. 2. [23] Adel A. Al-Sharkas (2004), The dynamic relationship between macroeconomic factors and the Jordanian stock market, International Journal of Applied Econometrics ans Quantitative Studies, Vol. 1, No. 1, pp. 97-114. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 66 [24] Mohammad Bayezid Ali (2011), Impact of Micro and Macroeconomic Variables on Emerging Stock Market Return: A Case on Dhaka Stock Market (DSE), Intedisciplinary Journal of Reseach in Business, Vol. 1, No. 5, pp. 08-16. [25] Raj Aggarwal (1981), Exchange rates and stock prices: A study of the US capital markets under floating exchange rates, Akron Business and Economic Review, pp. 7-12. [26] Zvi Bodie (1976), Common stocks as hedge against inflation, The Journal of Finance, Vol. 31, No. 2, pp. 459-470. [27] Charles R. Nelson (1976), Inflation and rates of return on common stocks, The Journal of Finance, Vol. 31, No. 2, pp. 471-483. [28] Bruno Solnik (1987), Using financial prices to test exchange rate models: A note, The Journal of Finance, Vol. 42, No. 1, pp. 141-149. [29] Ransford Charles Enyaah (2011), An analysis of the effects of interest rate and exchange rate changes on stock market returns: empirical evidence of Ghana stock exchange, Commonwealth Executive Masters of Business Administration. [30] P. Bhanu Sireesha (2013), Effect of select macroeconomic variables on stock market returns in India, International Journal of Marketing, Financial Services & Management Research, Vol. 2, No. 6, pp. 197-209. 3. Website [31] [32] [33] [34] [35] [36] [37] [38] [39] [40] Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH PHỤ LỤC 1. Dữ liệu thu thập Bảng 1. Dữ liệu chỉ số VN-Index (VNI), lãi suất TPCP kỳ hạn 10 năm (GB10Y), Tỷ giá bình quân USD/VND trên thị trường liên ngân hàng (EXC) và Chỉ số giá tiêu dùng so với kỳ gốc năm 2005 (INF) Thời gian VNI GB10Y EXC INF 01/2006 312.3 0.0925 15922 104.26 02/2006 390.7 0.0925 15910 106.50 03/2006 503.6 0.0925 15927 105.99 04/2006 595.5 0.0927 15934 106.19 05/2006 538.9 0.0925 15959 106.80 06/2006 515.6 0.0923 15996 107.21 07/2006 422.4 0.0925 16007 107.61 08/2006 491.2 0.0875 16014 108.02 09/2006 526.7 0.0873 16055 108.32 10/2006 511.5 0.0890 16083 108.63 11/2006 633.1 0.0850 16089 109.24 12/2006 751.8 0.0825 16054 109.85 01/2007 1,041.3 0.0829 16036 110.96 02/2007 1,137.7 0.0825 15990 113.40 03/2007 1,071.3 0.0811 16024 113.10 04/2007 923.9 0.0808 16047 113.71 05/2007 1,081.5 0.0808 16087 114.52 06/2007 1,024.7 0.0801 16125 115.53 07/2007 908.0 0.0850 16147 116.65 08/2007 908.4 0.0865 16270 117.26 09/2007 1,046.9 0.0870 16105 117.87 10/2007 1,065.1 0.0835 16100 118.78 11/2007 972.4 0.0880 16125 120.20 12/2007 927.0 0.0875 16114 123.65 01/2008 844.1 0.0874 16091 126.60 02/2008 663.3 0.0889 16050 131.17 03/2008 516.9 0.0908 15960 135.03 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 04/2008 522.4 0.0928 15967 138.07 05/2008 414.1 0.0927 16086 143.45 06/2008 399.4 0.1710 16514 146.50 07/2008 451.4 0.1550 16495 148.12 08/2008 539.1 0.1550 16495 150.46 09/2008 456.7 0.1450 16517 150.76 10/2008 347.1 0.1450 16511 150.46 11/2008 314.7 0.1450 16481 149.34 12/2008 315.6 0.0980 16977 148.32 01/2009 303.2 0.0980 16978 151.14 02/2009 245.7 0.0980 16972 151.47 03/2009 280.7 0.0910 16954 151.24 04/2009 321.6 0.0900 16937 150.78 05/2009 411.6 0.0920 16938 151.45 06/2009 448.3 0.0970 16953 152.27 07/2009 466.8 0.0940 16967 153.07 08/2009 546.8 0.0980 16974 153.43 09/2009 580.9 0.0920 16991 154.39 10/2009 587.1 0.1092 17010 154.95 11/2009 504.1 0.1025 17956 155.81 12/2009 494.8 0.1104 17941 157.96 01/2010 482.0 0.1130 17941 160.11 02/2010 496.9 0.1154 18544 163.25 03/2010 499.2 0.1188 18544 164.47 04/2010 542.4 0.1180 18544 164.70 05/2010 507.4 0.1157 18544 165.15 06/2010 507.1 0.1127 18544 165.51 07/2010 493.9 0.1106 18544 165.60 08/2010 455.1 0.1110 18932 165.98 09/2010 454.5 0.1106 18932 168.16 10/2010 452.6 0.1102 18932 169.93 11/2010 451.6 0.1140 18932 173.09 12/2010 484.7 0.1142 18932 176.53 01/2011 510.6 0.1137 18932 179.59 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 02/2011 461.4 0.1154 20673 183.35 03/2011 461.1 0.1184 20703 187.32 04/2011 480.1 0.1198 20698 193.54 05/2011 421.4 0.1238 20643 197.82 06/2011 432.5 0.1196 20618 199.97 07/2011 405.7 0.1195 20608 202.31 08/2011 425.4 0.1194 20628 204.19 09/2011 427.6 0.1193 20628 205.87 10/2011 420.8 0.1198 20803 206.61 11/2011 380.7 0.1194 20803 207.42 12/2011 351.6 0.1199 20828 208.51 01/2012 388.0 0.1201 20828 210.60 02/2012 423.6 0.1144 20828 213.48 03/2012 441.0 0.1136 20828 213.82 04/2012 473.8 0.1081 20828 213.94 05/2012 429.2 0.0990 20828 214.32 06/2012 422.4 0.0989 20828 213.76 07/2012 414.5 0.1010 20828 213.14 08/2012 396.0 0.0998 20828 214.48 09/2012 392.6 0.0988 20828 219.20 10/2012 388.4 0.1007 20828 221.07 11/2012 377.8 0.0997 20828 222.10 12/2012 413.7 0.0984 20828 222.71 01/2013 479.8 0.0973 20828 225.48 02/2013 474.6 0.0931 20828 228.47 03/2013 491.0 0.0933 20828 228.03 04/2013 474.5 0.0921 20828 228.07 05/2013 518.4 0.0894 20828 227.94 06/2013 481.1 0.0890 21036 228.06 07/2013 491.9 0.0893 21036 228.67 08/2013 472.7 0.0881 21036 230.56 09/2013 492.6 0.0893 21036 233.00 10/2013 497.4 0.0885 21036 234.16 11/2013 507.8 0.0890 21036 234.94 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 12/2013 504.6 0.0895 21036 236.14 01/2014 556.5 0.0885 21036 237.78 Nguồn: www.hsx.vn, www.investing.vn, IMF 2. Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian LNVNI LNGB10Y 0 2 4 6 8 10 12 14 16 5.6 5.8 6.0 6.2 6.4 6.6 6.8 7.0 Series : LNVNI Sam ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97 Mean 6.222169 Median 6.176075 Maxim um 7.036764 Minim um 5.504111 S td. D ev. 0.320714 Skew nes s 0.924877 Kurtos is 3.755630 Jarque-Bera 16.13661 Probability 0.000313 0 2 4 6 8 10 12 14 16 -2.500 -2.375 -2.250 -2.125 -2.000 -1.875 -1.750 Series : LNGB10Y Sam ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97 Mean -2.291349 Median -2.322788 Maxim um -1.766092 Minim um -2.524479 S td. D ev. 0.161918 Skew nes s 0.932134 Kurtos is 3.564145 Jarque-Bera 15.33310 Probability 0.000468Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH LNEXC LNINF Nguồn: Theo tính toán của tác giả Hình 1. Biểu đồ phân phối của các chuỗi thời gian LNVNI, LNGB10Y, LNEXC và LNINF 0 4 8 12 16 20 24 9.70 9.75 9.80 9.85 9.90 9.95 Series : LNEXC Sam ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97 Mean 9.810778 Median 9.795680 Maxim um 9.953991 Minim um 9.674703 S td. D ev. 0.113825 Skew nes s 0.113160 Kurtos is 1.270523 Jarque-Bera 12.29602 Probability 0.002138 0 2 4 6 8 10 4.625 4.750 4.875 5.000 5.125 5.250 5.375 Series : LNINF Sam ple 2006M01 2014M01 O bs ervations 97 Mean 5.084636 Median 5.075872 Maxim um 5.471349 Minim um 4.646926 S td. D ev. 0.265879 Skew nes s -0.159035 Kurtos is 1.724020 Jarque-Bera 6.989230 Probability 0.030360 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 3. Kiểm định tính dừng bằng kiểm định ADF của các chuỗi số liệu trong nghiên cứu Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNVNI Null Hypothesis: LNVNI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.431480 0.1359 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNVNI) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:47 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNVNI(-1) -0.082528 0.033941 -2.431480 0.0170 D(LNVNI(-1)) 0.348097 0.095201 3.656441 0.0004 C 0.515797 0.211526 2.438455 0.0167 R-squared 0.156467 Mean dependent var 0.003723 Adjusted R-squared 0.138130 S.D. dependent var 0.112284 S.E. of regression 0.104241 Akaike info criterion -1.653151 Sum squared resid 0.999691 Schwarz criterion -1.572502 Log likelihood 81.52466 Hannan-Quinn criter. -1.620563 F-statistic 8.532571 Durbin-Watson stat 2.023164 Prob(F-statistic) 0.000399 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 3. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNGB10Y Null Hypothesis: LNGB10Y has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.491716 0.1206 Test critical values: 1% level -3.499910 5% level -2.891871 10% level -2.583017 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGB10Y) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M02 2014M01 Included observations: 96 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNGB10Y(-1) -0.125873 0.050517 -2.491716 0.0145 C -0.288704 0.115968 -2.489525 0.0145 R-squared 0.061957 Mean dependent var -0.000460 Adjusted R-squared 0.051978 S.D. dependent var 0.082016 S.E. of regression 0.079856 Akaike info criterion -2.196571 Sum squared resid 0.599436 Schwarz criterion -2.143147 Log likelihood 107.4354 Hannan-Quinn criter. -2.174976 F-statistic 6.208649 Durbin-Watson stat 2.123042 Prob(F-statistic) 0.014465 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 4. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNEXC Null Hypothesis: LNEXC has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.425090 0.8995 Test critical values: 1% level -3.499910 5% level -2.891871 10% level -2.583017 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXC) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:43 Sample (adjusted): 2006M02 2014M01 Included observations: 96 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNEXC(-1) -0.004596 0.010811 -0.425090 0.6717 C 0.047980 0.106053 0.452420 0.6520 R-squared 0.001919 Mean dependent var 0.002901 Adjusted R-squared -0.008699 S.D. dependent var 0.011904 S.E. of regression 0.011956 Akaike info criterion -5.994579 Sum squared resid 0.013437 Schwarz criterion -5.941155 Log likelihood 289.7398 Hannan-Quinn criter. -5.972984 F-statistic 0.180701 Durbin-Watson stat 2.078176 Trư ờng Đạ i họ c K i h tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH Prob(F-statistic) 0.671743 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 5. Kết quả kiểm định tính dừng của biến LNINF Null Hypothesis: LNINF has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.521563 0.8812 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNINF) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LNINF(-1) -0.001498 0.002872 -0.521563 0.6032 D(LNINF(-1)) 0.609411 0.081207 7.504418 0.0000 C 0.010827 0.014689 0.737083 0.4629 R-squared 0.384453 Mean dependent var 0.008455 Adjusted R-squared 0.371072 S.D. dependent var 0.009169 S.E. of regression 0.007271 Akaike info criterion -6.978740 Sum squared resid 0.004864 Schwarz criterion -6.898091 Log likelihood 334.4902 Hannan-Quinn criter. -6.946152 F-statistic 28.73031 Durbin-Watson stat 1.913715 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 6. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNVNI) Null Hypothesis: D(LNVNI) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.091440 0.0000 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNVNI,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNVNI(-1)) -0.685414 0.096654 -7.091440 0.0000 C 0.002135 0.010985 0.194328 0.8463 R-squared 0.350960 Mean dependent var -0.001327 Adjusted R-squared 0.343981 S.D. dependent var 0.132056 S.E. of regression 0.106959 Akaike info criterion -1.611922 Sum squared resid 1.063933 Schwarz criterion -1.558156 Log likelihood 78.56629 Hannan-Quinn criter. -1.590196 F-statistic 50.28852 Durbin-Watson stat 2.000532 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 7. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNGB10Y) Null Hypothesis: D(LNGB10Y) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.99156 0.0000 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGB10Y,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:45 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNGB10Y(-1)) -1.130178 0.102822 -10.99156 0.0000 C -0.000511 0.008432 -0.060541 0.9519 R-squared 0.565043 Mean dependent var -0.000118 Adjusted R-squared 0.560366 S.D. dependent var 0.123954 S.E. of regression 0.082188 Akaike info criterion -2.138790 Sum squared resid 0.628201 Schwarz criterion -2.085025 Log likelihood 103.5925 Hannan-Quinn criter. -2.117065 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH F-statistic 120.8143 Durbin-Watson stat 1.985118 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 8. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNEXC) Null Hypothesis: D(LNEXC) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.06664 0.0000 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNEXC,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:44 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNEXC(-1)) -1.042715 0.103581 -10.06664 0.0000 C 0.003065 0.001270 2.414381 0.0177 R-squared 0.521451 Mean dependent var 7.94E-06 Adjusted R-squared 0.516305 S.D. dependent var 0.017275 S.E. of regression 0.012014 Akaike info criterion -5.984579 Sum squared resid 0.013424 Schwarz criterion -5.930813 Log likelihood 286.2675 Hannan-Quinn criter. -5.962853 F-statistic 101.3373 Durbin-Watson stat 2.005742 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Bảng 9. Kết quả kiểm định tính dừng của biến D(LNINF) Null Hypothesis: D(LNINF) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.803391 0.0001 Test critical values: 1% level -3.500669 5% level -2.892200 10% level -2.583192 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNINF,2) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 14:46 Sample (adjusted): 2006M03 2014M01 Included observations: 95 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNINF(-1)) -0.387512 0.080675 -4.803391 0.0000 C 0.003184 0.001017 3.131354 0.0023 R-squared 0.198777 Mean dependent var -0.000150 Adjusted R-squared 0.190162 S.D. dependent var 0.008048 S.E. of regression 0.007243 Akaike info criterion -6.996840 Sum squared resid 0.004878 Schwarz criterion -6.943074 Log likelihood 334.3499 Hannan-Quinn criter. -6.975115 F-statistic 23.07256 Durbin-Watson stat 1.917177 Prob(F-statistic) 0.000006 Nguồn: Theo tính toán của tác giả 4. Xác định độ trễ tối ưu Bảng 10. Kết quả lựa chọn độ trễ cho mô hình VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF Exogenous variables: C Date: 05/14/14 Time: 14:54 Sample: 2006M01 2014M01 Included observations: 89 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 222.6619 NA 8.63e-08 -4.913751 -4.801902 -4.868667 1 744.9624 985.9155 9.89e-13 -16.29129 -15.73204 -16.06587 2 789.7784 80.56810 5.19e-13 -16.93884 -15.93220* -16.53309 3 817.3426 47.07606* 4.02e-13* -17.19871* -15.74468 -16.61263* 4 824.1936 11.08474 4.99e-13 -16.99312 -15.09169 -16.22670 5 834.6799 16.02395 5.75e-13 -16.86921 -14.52039 -15.92247 6 848.5630 19.96665 6.19e-13 -16.82164 -14.02542 -15.69456 7 866.8269 24.62554 6.10e-13 -16.87251 -13.62890 -15.56511 8 878.0561 14.13118 7.14e-13 -16.76531 -13.07430 -15.27757 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Nguồn: Theo tính toán của tác giả Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 5. Kiểm định đồng tích hợp Bảng 11. Kết quả kiểm định đồng tích hợp Date: 05/14/14 Time: 14:59 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF Lags interval (in first differences): 1 to 3 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None 0.263350 47.61000 47.85613 0.0527 At most 1 0.131397 19.18531 29.79707 0.4797 At most 2 0.060249 6.084439 15.49471 0.6855 At most 3 0.003278 0.305345 3.841466 0.5805 Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.263350 28.42469 27.58434 0.0390 At most 1 0.131397 13.10087 21.13162 0.4430 At most 2 0.060249 5.779094 14.26460 0.6417 At most 3 0.003278 0.305345 3.841466 0.5805 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I): LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF 3.547721 9.280463 -9.560326 4.693198 -3.747745 1.522635 6.449421 -3.845125 -0.147888 -2.558305 -31.09866 14.10124 -1.135794 0.847795 -4.433815 -2.642200 Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LNVNI) -0.035548 0.017976 -0.008095 0.001006 D(LNGB10Y) -0.021797 -0.005641 0.012595 -0.000383 D(LNEXC) 0.001993 0.000391 0.001312 0.000558 D(LNINF) -0.000496 -0.001914 -0.000469 0.000157 1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 843.1882 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF 1.000000 2.615894 -2.694780 1.322877 (0.44479) (1.70699) (0.76135) Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(LNVNI) -0.126115 (0.03431) D(LNGB10Y) -0.077330 (0.02602) D(LNEXC) 0.007069 (0.00465) D(LNINF) -0.001760 (0.00252) 2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 849.7387 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF 1.000000 0.000000 -1.851804 1.065896 (2.13462) (0.93172) 0.000000 1.000000 -0.322251 0.098238 (0.98452) (0.42972) Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(LNVNI) -0.193486 -0.302532 (0.04881) (0.08895) D(LNGB10Y) -0.056190 -0.210877 (0.03770) (0.06871) D(LNEXC) 0.005606 0.019088 (0.00676) (0.01232) D(LNINF) 0.005415 -0.007520 (0.00349) (0.00636) 3 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 852.6282 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses) LNVNI LNGB10Y LNEXC LNINF 1.000000 0.000000 0.000000 0.231343 (0.29747) 0.000000 1.000000 0.000000 -0.046991 (0.12191) 0.000000 0.000000 1.000000 -0.450670 (0.05571) Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(LNVNI) -0.192289 -0.281822 0.707539 (0.04860) (0.09176) (0.31226) D(LNGB10Y) -0.058053 -0.243099 -0.219678 (0.03700) (0.06986) (0.23773) D(LNEXC) 0.005412 0.015732 -0.057328 (0.00672) (0.01268) (0.04317) D(LNINF) 0.005484 -0.006320 0.006980 (0.00348) (0.00657) (0.02236) Nguồn: Theo tính toán của tác giả Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 6. Kết quả ước lượng bằng mô hình VECM Bảng 12. Kết quả ước lượng bằng mô hình VECM Vector Error Correction Estimates Date: 05/14/14 Time: 15:10 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LNVNI(-1) 1.000000 LNGB10Y(-1) 2.615894 (0.44479) [ 5.88119] LNEXC(-1) -2.694780 (1.70699) [-1.57867] LNINF(-1) 1.322877 (0.76135) [ 1.73754] C 19.46019 Error Correction: D(LNVNI) D(LNGB10Y) D(LNEXC) D(LNINF) CointEq1 -0.126115 -0.077330 0.007069 -0.001760 (0.03431) (0.02602) (0.00465) (0.00252) [-3.67528] [-2.97221] [ 1.52048] [-0.69921] D(LNVNI(-1)) 0.191973 -0.144281 -0.001916 0.009780 (0.10351) (0.07848) (0.01403) (0.00759) [ 1.85465] [-1.83838] [-0.13664] [ 1.28772] D(LNVNI(-2)) 0.062044 0.210377 0.006968 -0.011900 (0.10104) (0.07661) (0.01369) (0.00741) [ 0.61405] [ 2.74603] [ 0.50896] [-1.60517] D(LNVNI(-3)) -0.141507 -0.045903 -0.013958 -0.005187 (0.09786) (0.07420) (0.01326) (0.00718) [-1.44598] [-0.61864] [-1.05265] [-0.72242] D(LNGB10Y(-1)) 0.499665 -0.055899 0.008138 -0.011816 (0.14610) (0.11078) (0.01980) (0.01072) [ 3.41999] [-0.50460] [ 0.41110] [-1.10224] D(LNGB10Y(-2)) 0.532290 0.135331 -0.012341 0.012024 (0.14941) (0.11329) (0.02025) (0.01096) [ 3.56253] [ 1.19457] [-0.60956] [ 1.09681] D(LNGB10Y(-3)) 0.006413 0.093152 -0.011461 -0.003127 (0.15233) (0.11550) (0.02064) (0.01118) [ 0.04210] [ 0.80653] [-0.55526] [-0.27975] D(LNEXC(-1)) 0.339634 0.409462 -0.055771 0.094733 Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH (0.83093) (0.63003) (0.11259) (0.06097) [ 0.40874] [ 0.64991] [-0.49536] [ 1.55387] D(LNEXC(-2)) 0.974818 0.172720 -0.086493 0.050276 (0.84767) (0.64272) (0.11486) (0.06219) [ 1.14999] [ 0.26873] [-0.75305] [ 0.80837] D(LNEXC(-3)) -0.158017 -0.411408 -0.007771 -0.022559 (0.85508) (0.64834) (0.11586) (0.06274) [-0.18480] [-0.63456] [-0.06707] [-0.35958] D(LNINF(-1)) -3.006826 4.035583 0.015682 0.620140 (1.55092) (1.17593) (0.21015) (0.11379) [-1.93874] [ 3.43181] [ 0.07462] [ 5.44975] D(LNINF(-2)) -0.413019 -1.095933 -0.026271 0.079022 (1.80224) (1.36649) (0.24420) (0.13223) [-0.22917] [-0.80200] [-0.10758] [ 0.59760] D(LNINF(-3)) 0.073972 1.639027 0.003011 0.000228 (1.52650) (1.15742) (0.20684) (0.11200) [ 0.04846] [ 1.41610] [ 0.01456] [ 0.00203] C 0.025502 -0.040987 0.003542 0.002343 (0.01741) (0.01320) (0.00236) (0.00128) [ 1.46509] [-3.10549] [ 1.50157] [ 1.83481] R-squared 0.371651 0.381646 0.061013 0.518205 Adj. R-squared 0.268252 0.279891 -0.093503 0.438922 Sum sq. resids 0.687326 0.395141 0.012619 0.003700 S.E. equation 0.093276 0.070723 0.012639 0.006844 F-statistic 3.594334 3.750654 0.394866 6.536163 Log likelihood 96.23962 121.9804 282.1283 339.1767 Akaike AIC -1.768594 -2.322160 -5.766199 -6.993047 Schwarz SC -1.387342 -1.940908 -5.384948 -6.611796 Mean dependent -0.000728 -0.000499 0.002987 0.008668 S.D. dependent 0.109040 0.083342 0.012086 0.009137 Determinant resid covariance (dof adj.) 3.01E-13 Determinant resid covariance 1.57E-13 Log likelihood 843.1882 Akaike information criterion -16.84276 Schwarz criterion -15.20882 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 7. Mô hình xác định mối quan hệ trong ngắn hạn Bảng 13. Kết quả ước lượng mô hình xác định mối quan hệ trong ngắn hạn Dependent Variable: D(LNVNI) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 15:14 Sample (adjusted): 2006M05 2014M01 Included observations: 93 after adjustments D(LNVNI) = C(1)*( LNVNI(-1) + 2.61589432539*LNGB10Y(-1) - 2.69477961981*LNEXC(-1) + 1.32287682386*LNINF(-1) + 19.4601880089 ) + C(2)*D(LNVNI(-1)) + C(3)*D(LNVNI(-2)) + C(4) *D(LNVNI(-3)) + C(5)*D(LNGB10Y(-1)) + C(6)*D(LNGB10Y(-2)) + C(7) *D(LNGB10Y(-3)) + C(8)*D(LNEXC(-1)) + C(9)*D(LNEXC(-2)) + C(10) *D(LNEXC(-3)) + C(11)*D(LNINF(-1)) + C(12)*D(LNINF(-2)) + C(13) *D(LNINF(-3)) + C(14) Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) -0.126115 0.034314 -3.675282 0.0004 C(2) 0.191973 0.103509 1.854648 0.0674 C(3) 0.062044 0.101041 0.614047 0.5409 C(4) -0.141507 0.097862 -1.445983 0.1521 C(5) 0.499665 0.146102 3.419985 0.0010 C(6) 0.532290 0.149414 3.562527 0.0006 C(7) 0.006413 0.152327 0.042101 0.9665 C(8) 0.339634 0.830928 0.408741 0.6838 C(9) 0.974818 0.847673 1.149993 0.2536 C(10) -0.158017 0.855079 -0.184798 0.8539 C(11) -3.006826 1.550916 -1.938741 0.0561 C(12) -0.413019 1.802240 -0.229170 0.8193 C(13) 0.073972 1.526499 0.048459 0.9615 C(14) 0.025502 0.017407 1.465093 0.1469 R-squared 0.371651 Mean dependent var -0.000728 Adjusted R-squared 0.268252 S.D. dependent var 0.109040 S.E. of regression 0.093276 Akaike info criterion -1.768594 Sum squared resid 0.687326 Schwarz criterion -1.387342 Log likelihood 96.23962 Hannan-Quinn criter. -1.614656 F-statistic 3.594334 Durbin-Watson stat 1.935429 Prob(F-statistic) 0.000191 Nguồn: Theo tính toán của tác giảTrư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH 8. Kiểm định sự phù hợp của mô hình hồi quy Bảng 14. Kết quả kiểm định tính dừng (ADF) của phần dư Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=11) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.617070 0.0000 Test critical values: 1% level -3.503049 5% level -2.893230 10% level -2.583740 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID01) Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 15:49 Sample (adjusted): 2006M06 2014M01 Included observations: 92 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESID01(-1) -0.992477 0.103200 -9.617070 0.0000 C 0.001924 0.008900 0.216148 0.8294 R-squared 0.506817 Mean dependent var 0.002527 Adjusted R-squared 0.501337 S.D. dependent var 0.120880 S.E. of regression 0.085360 Akaike info criterion -2.062368 Sum squared resid 0.655777 Schwarz criterion -2.007546 Log likelihood 96.86892 Hannan-Quinn criter. -2.040241 F-statistic 92.48803 Durbin-Watson stat 2.021811 Prob(F-statistic) 0.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH Bảng 15. Kết quả kiểm định tự tương quan của phần dư Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 0.351411 Prob. F(3,76) 0.7882 Obs*R-squared 1.272398 Prob. Chi-Square(3) 0.7357 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 16:06 Sample: 2006M05 2014M01 Included observations: 93 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) -0.057592 0.102081 -0.564183 0.5743 C(2) -0.284739 0.662588 -0.429739 0.6686 C(3) -0.008252 0.303850 -0.027157 0.9784 C(4) -0.039165 0.188052 -0.208268 0.8356 C(5) 0.170068 0.299755 0.567359 0.5721 C(6) 0.231319 0.388976 0.594687 0.5538 C(7) 0.232047 0.429309 0.540514 0.5904 C(8) -0.235782 0.883727 -0.266805 0.7903 C(9) 0.043499 0.885343 0.049133 0.9609 C(10) 0.366521 1.101951 0.332611 0.7403 C(11) 0.092657 1.594337 0.058116 0.9538 C(12) -0.933246 2.869133 -0.325271 0.7459 C(13) -0.409515 1.652689 -0.247787 0.8050 C(14) 0.010857 0.023757 0.457030 0.6490 RESID(-1) 0.342273 0.765164 0.447320 0.6559 RESID(-2) 0.140470 0.268957 0.522275 0.6030 RESID(-3) 0.124534 0.237863 0.523555 0.6021 R-squared 0.013682 Mean dependent var 5.29E-16 Adjusted R-squared -0.193964 S.D. dependent var 0.086435 S.E. of regression 0.094446 Akaike info criterion -1.717854 Sum squared resid 0.677922 Schwarz criterion -1.254906 Log likelihood 96.88021 Hannan-Quinn criter. -1.530929 F-statistic 0.065890 Durbin-Watson stat 1.938710 Prob(F-statistic) 1.000000 Nguồn: Theo tính toán của tác giảTrư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế Khóa luận tốt nghiệp GVHD: ThS. Nguyễn Việt Đức SVTH: Nguyễn Thị Hồng Thủy – Lớp: K44B TCNH Bảng 16. Kết qủa kiểm định phương sai sai số thay đổi Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic 1.349926 Prob. F(3,86) 0.2636 Obs*R-squared 4.047540 Prob. Chi-Square(3) 0.2564 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/14/14 Time: 16:07 Sample (adjusted): 2006M08 2014M01 Included observations: 90 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.004969 0.001620 3.066851 0.0029 RESID^2(-1) 0.001968 0.097208 0.020245 0.9839 RESID^2(-2) 0.041142 0.096494 0.426372 0.6709 RESID^2(-3) 0.185611 0.095193 1.949834 0.0545 R-squared 0.044973 Mean dependent var 0.006684 Adjusted R-squared 0.011658 S.D. dependent var 0.010700 S.E. of regression 0.010638 Akaike info criterion -6.205411 Sum squared resid 0.009732 Schwarz criterion -6.094308 Log likelihood 283.2435 Hannan-Quinn criter. -6.160608 F-statistic 1.349926 Durbin-Watson stat 1.992224 Prob(F-statistic) 0.263618 Nguồn: Theo tính toán của tác giả Trư ờng Đạ i họ c K inh tế H uế