Mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

---------------

NGUYỄN HỒNG PHÚC

N

G
C NG T N T
VÀ G C
Ế

LUẬN VĂN T ẠC SĨ

N

N

Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2013

TẾ

O N


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

---------------

NGUYỄN HỒNG PHÚC

N

G
C NG T N T
VÀ G C
Ế

N

O N

Chuyên ngành: Tài chính - ngân hàng
Mã số: 60340201

NGƯỜ

ƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang

Thành phố Hồ Chí Minh - Năm 2013


LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan rằng đây là công trình nghiên cứu của tôi có sự hỗ trợ từ giáo viên
hướng dẫn là PGS. TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang. Mọi số liệu phục phụ cho bài nghiên
cứu này được thu thập từ nhiều nguồn khác nhau và được ghi rõ trong phần tài liệu
tham khảo. Mọi kết quả trong bài nghiên cứu này là trung thực và chưa từng được công
bố trước đây.

Nếu có bất kỳ sai phạm nào, tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước Hội đồng bảo vệ.
10 ăm 2013.

Thành phố H
Tác giả

N


MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI
LỜI MỞ ĐẦU ................................................................................................................... 1
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ...................................................................................... 2
CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ CHỨNG
KHOÁN ................................................................................................................................ 4
2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN .................................................................................... 4
2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN .................................................................................................. 6
2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN.............................................................................................. 8

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN
CỨU ............................................................................................................................ 11
3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ......................................... 11
3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH ...................................................................................... 12
3.2.1 Kiểm định mối quan hệ nhân quả ............................................................... 12
3.2.2 Mô hình hệ phương trình cấu trúc .............................................................. 13
3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU .................................................... 15

3.4 NHỮNG VẤN ĐỀ KINH TẾ LƯỢNG ............................................................... 16

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...................................................... 18
4.1 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC CHUỖI SỐ LIỆU ............ 18
4.2 THỐNG KÊ MÔ TẢ ................................................................................................... 20


4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT ......................................................... 20
4.4 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ ..................................................................... 21
4.5 KẾT QUẢ CHẠY PHƯƠNG TRÌNH RIÊNG LẺ ............................................... 22
4.6 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI ................................... 25
4.7 KẾT QUẢ CHẠY HỆ PHƯƠNG TRÌNH ĐỒNG THỜI VỚI BIẾN GIẢ ĐẠI
DIỆN CHO CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH TOÀN CẦU ........................... 29
4.8 THẢO LUẬN VỀ KẾT QUẢ .................................................................................... 33
4.8.1 Về quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản ................................................ 33
4.8.2 Về giá cổ phiếu .............................................................................................. 38

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN ..................................................................................... 43
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO ........................................................ 46
PHỤ LỤC A: SỐ LIỆU PHỤC VỤ BÀI NGHIÊN CỨU .................... 51
PHỤ LỤC B: ĐIỀU CHỈNH YẾU TỐ MÙA CHO CÁC CHUỖI
SỐ LIỆU ............................................................................................................................. 59


DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
ADYt:

Giá trị của quan sát thứ t đã hiệu chỉnh yếu tố mùa

CPI:

Chỉ số giá tiêu dùng

GFC:

Khủng hoảng tài chính toàn cầu

HASTC: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán Hà Nội
HNX:

Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội

HOSE:

Sở Giao dịch Chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh

IFS:

Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế

IMF:

Quỹ tiền tệ quốc tế

INF:

Lạm phát

LQ:

Thanh khoản

LR:

Lãi suất cho vay

HSHQ:

Hệ số hồi quy
: Hàm cầu tiền đã loại trừ lợi suất của các tài sản thay thế
: Lợi suất biên quy ra tiền của tài sản thứ J

MS:

Cung tiền

Mt:

Chỉ số thời vụ của quan sát thứ t

:

Trung bình chỉ số thời vụ

OLS:

Phương pháp bình phương nhỏ nhất

P:

Tỷ suất sinh lợi của chứng khoán

:

Tỷ lệ phần trăm thay đổi dự báo trong mức giá chung

RGDP:

Tổng sản phẩm trong nước thực

RM:

Dự trữ tiền

:

Lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán

SGDCK: Sở Giao dịch Chứng khoán
SINt:

Chỉ số thời vụ chung

TBR:

Lãi suất trái phiếu kho bạc


TTCK:

Thị trường chứng khoán

TTGDCK: Trung tâm Giao dịch Chứng khoán
USD:

Đồng đô la Mỹ

VAR:

Vector Auto Regressive

VECM:

Vector Error-correction model

VND:

Tiền đồng Việt Nam

Y:

Thu nhập

:

Trung bình trượt của quan sát thứ t


DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU SỬ DỤNG TRONG BÀI
Bảng 1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở mức giá trị ........................................... 18

Bảng 2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở sai phân bậc 1...................................... 19
Bảng 3: Bảng tổng hợp thống kê mô tả các biến sử dụng trong các hồi quy ............. 20
Bảng 4: Kết quả kiểm định đồng liên kết ................................................................... 21
Bảng 5: Kết quả kiểm định nhân quả ......................................................................... 22
Bảng 6: Kết quả chạy các phương trình riêng lẻ ........................................................ 23
Bảng 7: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời ...................................................... 26
Bảng 8: Kết quả chạy hệ phương trình đồng thời với biến giả đại diện cho cuộc
khủng hoảng tài chính toàn cầu .................................................................... 30
Bảng 9: Chạy VAR với độ trễ sơ bộ .......................................................................... 34
Bảng 10: Kết quả kiểm định độ trễ tối đa ..................................................................... 35
Bảng 11: Kết quả chạy lại VAR với độ trễ tối đa – độ trễ 2......................................... 36
Bảng 12: Kết quả kiểm định độ trễ cần loại bỏ ............................................................ 37
Bảng 13: Kết quả kiểm định tính dừng của phần dư .................................................... 37


1

LỜI MỞ ĐẦU
Đại hội đại biểu toàn quốc lần thứ VI của Đảng Cộng sản Việt Nam (họp từ 15 đến
18/12/1986), với phương châm “nhìn thẳng vào sự thật”, Đảng ta đã phân tích, đánh
giá tình hình trong nước và thế giới một cách khách quan, xác định các xu thế phát
triển tất yếu của thế giới và đã thực hiện bước chuyển đổi quan trọng cả về luận và
thực tiễn: xóa bỏ cơ chế quản tập trung, hành chính, quan liêu bao cấp, chuyển sang
nền kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa.
Đến nay, công cuộc đổi mới đã tiến hành hơn 25 năm, dù chưa làm cho Việt Nam
trở thành một nền kinh tế hùng mạnh, thành những “con rồng”, “con hổ” của châu Á
nhưng những thành tựu, những cải cách kinh tế mà nước ta đã đạt được sau hơn 25
năm tiến hành đổi mới nền kinh tế đã làm cho nền kinh tế nước ta từng bước vận
hành theo đúng cơ chế cung cầu của thị trường. Các biện pháp quản lí, các chính
sách kinh tế của Chính phủ cũng đã phần nào theo đúng theo thông lệ quốc tế dù

muốn hay không. Đây là những tiền đề cơ bản để có thể thực hiện được các nghiên
cứu về mối quan hệ giữa các biến số vĩ mô trong nền kinh tế - một điều mà rất nhiều
nhà kinh tế học đã thực hiện từ lâu ở các nền kinh tế phát triển trên thế giới. Đây
cũng là cơ sở để bài viết này tiến hành kiểm định về mối quan hệ giữa giữa cung
tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu tại Việt Nam.


2

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU
ác động của cung tiền đến lãi suất và tính thanh khoản được đề xuất lần đầu ti n
vào năm 1961 bởi Friedman – nhà kinh tế học từng đoạt giải Nobel sau đó. ác động
nghịch biến của cung tiền đến lãi suất đã được xác nhận bởi một loạt các bài nghi n
cứu, trong khi nhận định về tác động dương của cung tiền đến thanh khoản lại chưa
có nhiều ủng hộ. rong khi Hamilton (1997) đã cố gắng để cho thấy một hiệu ứng
thanh khoản bằng cách sử dụng quan sát hàng ngày, những nghi n cứu của các nhà
kinh tế học khác (Pagan & Robertson, năm 1995; Goodfriend, năm 1997; Leeper &
Gordon năm 1992; Edmond & Weill, 2005; hornton, 2007a) đã không thành công
trong việc xác minh nhận định này trong các báo cáo thực nghiệm của họ. Hiệu ứng
thanh khoản vì vậy v n chưa được thống nhất về m t thực nghiệm. Ngoài ra, những
nghi n cứu về thanh khoản đã giảm đi trong những năm 2000.
Vào tháng 9 năm 2012, nhóm ba tác giả gồm Mohamed Ariff, in-fah Chung và
Shamsher M đã sử dụng dữ liệu hàng quý từ năm 1960-2011 và hệ phương trình
đồng thời để nghi n cứu về mối quan hệ giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu
tại

anada.

ết quả của bài nghi n cứu đã cho thấy tác động dương của cung tiền

đến thanh khoản đối với

anada. Bằng cách mở rộng hệ phương trình với một

phương trình thanh khoản và sau đó kiểm soát ảnh hưởng của lợi nhuận, các tác giả
tìm thấy một tác động dương có ý nghĩa thống k của tính thanh khoản đến giá cổ
phiếu. Bài nghi n cứu đã khắc phục được một số thiếu sót trong các nghi n cứu
trước, những kết quả thu được đã xác nhận ảnh hưởng của cung tiền đến thanh
khoản và tác động của thanh khoản đến giá tài sản.
Bài luận văn này dựa theo nghi n cứu của 3 tác giả tr n để tìm hiểu về một vấn đề
tương tự là: liệu rằng tại Việt Nam thì giữa cung tiền, thanh khoản và giá cổ phiếu
có quan hệ với nhau hay không?
Bài viết này tiếp cận vấn đề còn chưa được giải quyết ở Việt Nam nhận định về mối
quan hệ giữa cung tiền và thanh khoản bằng cách xây dựng một mô hình kiểm định
đáng tin cậy. Bài viết áp dụng một hệ phương trình để kiểm định sự tồn tại hiệu ứng
tiền đến thanh khoản. Mô hình kiểm định này kết hợp với một số cải tiến kinh tế


3

lượng cần thiết để loại bỏ các vấn đề tính toán g p phải trong các nghi n cứu trước
đó, trong khi v n thể hiện được điểm gãy cấu trúc do ảnh hưởng từ cuộc khủng
hoảng tài chính toàn cầu trong các mô hình kiểm định.
Một sự đổi mới của nghi n cứu này là phần mở rộng của lí thuyết cung tiền về thanh
khoản bao gồm giá cổ phiếu. Như là một cách kiểm định ch t chẽ nhất các giả
thuyết, bài viết kiểm định nhân quả mối li n hệ giữa cung tiền và thanh khoản, cũng
như giá cổ phiếu trong khi kiểm soát lợi nhuận. Bài viết sử dụng chuỗi dữ liệu quan
sát hàng quý của nền kinh tế Việt Nam trong khoảng thời gian 12 năm từ quý 1 năm
2001 đến quý 4 năm 2012 được sử dụng để chạy các mô hình hồi quy.
ết quả cuối cùng mà bài viết này hướng đến là tìm ra đáp án thõa đáng cho 3 câu

hỏi đối với Việt Nam là
 Cung tiền có tác động đến thanh khoản và giá cổ phiếu hay không?
 Tác động (nếu có) của thanh khoản đến giá cổ phiếu là nhiều hay ít?
 Những tác động n u tr n sẽ thay đổi ra sao khi xảy ra cuộc khủng hoảng tài
chính toàn cầu?
Phần tiếp theo, nội dung chính của bài viết này được sắp xếp như sau


hương 2: Thảo luận về thuyết cung tiền, cũng như các biến của mô hình,
trong đó tập trung thảo luận về (i) hiệu ứng thanh khoản và (ii) giá cổ phiếu.



hương 3: Giải thích các bước chuẩn bị dữ liệu, các mô hình kiểm định cho
các kiểm định quan hệ nhân quả, hệ phương trình và mô hình hồi quy.



hương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận.



hương 5: Kết luận.


4

CHƯƠNG 2: CUNG TIỀN, THANH KHOẢN VÀ GIÁ
CHỨNG KHOÁN
Phần này trình bày ngắn gọn các nghi n cứu có li n quan. ho đến nay v n không

có bằng chứng rõ ràng nào mô tả về nhận định hiệu ứng thanh khoản. Mối liên kết
giữa tính thanh khoản và giá chứng khoán (tài sản) được khảo sát trước khi xem xét
phương trình cung tiền nội sinh.
2.1 HIỆU ỨNG THANH KHOẢN
Hiệu ứng thanh khoản lên lãi suất được giới thiệu bởi Friedman (1961) để mô tả tác
động đầu tiên trong số 3 tác động gây ra bởi những thay đổi ngoại sinh không mong
đợi trong cung tiền (2 nhân tố tác động còn lại là thu nhập và lạm phát dự kiến).
Trong khi vấn đề liệu rằng thay đổi trong cung tiền có d n đến lãi suất thay đổi theo
hướng ngược lại hay không còn đang bàn cãi (Bryant, Holtham & Hooper, 1988) thì
nghiên cứu của Laidler (1985) đã kết thúc vấn đề này khi đưa ra kết quả hỗ trợ mạnh
mẽ cho hiệu ứng thanh khoản. Mối liên kết giữa cung tiền và lãi suất đã được thừa
nhận bởi nhiều nhà kinh tế và nhà hoạch định chính sách tr n cơ sở những bằng
chứng rằng sự thay đổi tiền tệ tác động lên lãi suất. Dự trữ tiền m t là một phần
trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản. Sự gia tăng trong dự trữ tiền m t
sẽ làm giảm lợi suất từ đồng tiền được nắm giữ. hay đổi trong cung tiền vì thế đại
diện cho sự thay đổi tỉ suất sinh lợi của tiền.
M t khác, cầu tiền là một hàm của lãi suất cũng như lợi suất trên vốn cổ phần, tương
ứng với trái phiếu và cổ phiếu. Bất kỳ sự tăng l n nào của cung tiền sẽ d n đến tất cả
mức lãi suất và lợi suất nói chung trong cầu tiền giảm xuống. Tốc độ mà lợi suất
trên một tài sản phản ứng tùy thuộc vào tỉ lệ số tiền nắm giữ vượt quá trạng thái cân
bằng sẽ được điều chỉnh khi người nắm giữ tiền cân đối lại danh mục để đối phó với
cú sốc cung tiền. Điều này cung cấp bằng chứng cho thấy ngân hàng trung ương sử
dụng tiền dự trữ để gây ảnh hưởng như thế nào. Tỉ lệ phản ứng của các mức giá tài
sản khác nhau tùy thuộc vào những người mua (tài sản) tiềm năng thay đổi danh
mục tài sản nhanh như thế nào bằng cách can thiệp vào việc nắm giữ tiền vượt mức.
Nếu những người mua tiềm năng này, chẳng hạn như định chế, dealers và các cá


5

nhân giàu có phản ứng với những thay đổi trong cân đối tiền của họ khi họ thực hiện
cân đối lại danh mục đầu tư, khi đó lợi suất trên chứng khoán doanh nghiệp cũng bị
ảnh hưởng. Vì thế, giá chứng khoán cũng phải phản ứng với sự thay đổi cung tiền
với một hệ số âm thông qua việc cung tiền tác động đến kênh lãi suất.
Tiền đóng một vai trò nổi bật trong các lí thuyết cơ bản về cơ chế truyền d n chính
sách tiền tệ. Tuy nhiên, có rất ít bằng chứng có ý nghĩa thống kê về hiệu ứng thanh
khoản được xác nhận trong các nghiên cứu trước đây. Những nghiên cứu đó rất phổ
biến trong những năm 1970 – 1990 trong khi mối quan tâm cho đề tài này đã suy
yếu trong những năm 2000. Những nghiên cứu trước đó nỗ lực để xác định hiệu ứng
thanh khoản đã không thành công là do hầu hết các nhà nghiên cứu sử dụng dữ liệu
có tần số thấp (chúng chỉ lí tưởng cho đánh giá tác động nhanh của cung tiền lên lãi
suất). Có thể là do các nghiên cứu đó phải kiểm soát các ảnh hưởng của chính sách
tiền tệ tác động lên các biến kinh tế. Hamilton (1997) đã tìm cách phát triển cách đo
lường thuyết phục hơn về hiệu ứng thanh khoản bằng cách ước tính cách thức phản
ứng của lãi suất li n bang đến cú sốc cung tiền dự trữ ngoại sinh: ông sử dụng số
liệu hàng ngày để ước tính hiệu ứng thanh khoản hàng ngày.
Với những nghiên cứu khác, việc thiếu đi sự hỗ trợ của một hiệu ứng thanh khoản sử
dụng kết hợp nhân tố dự trữ và tiền tệ tần số thấp có thể do sự phản ứng chậm của
thu nhập danh nghĩa ho c kỳ vọng lạm phát của cú sốc cung tiền ho c sự bất lực của
người nghiên cứu để cách ly cú sốc tiền tệ ngoại sinh ho c thậm chí là phương pháp
kiểm định. Các nhà nghiên cứu đã nỗ lực vượt qua những vấn đề này, sử dụng
Structural vector aggregates (SVAR). Mô hình SVAR được ước tính bằng việc sử
dụng một kết hợp đa dạng của tiền và dự trữ tiền. Dừ vậy, thật khó để tìm thấy bằng
chứng thuyết phục của hiệu ứng thanh khoản trong những mô hình này như đã được
tuyên bố bởi Pagan và Robertson (1995). Tuy nhiên, hầu hết các nhà kinh tế thực
nghiệm và nhà hoạch định chính sách tin rằng hiệu ứng thanh khoản xuất hiện trong
dữ liệu của nền kinh tế Hoa Kỳ, dù mức độ của hiệu ứng còn đang tranh luận,
nguyên nhân phần lớn là vì những vấn đề về nhận diện trong công tác thống kê
trước đó.

6

Khi vắng m t các giả định nhận biết mạnh, không có bằng chứng phù hợp của hiệu
ứng thanh khoản trong dữ liệu của Hoa Kỳ, Leeper và Gordon (1992). Những
nghiên cứu khác cho thấy rằng hiệu ứng thanh khoản phản ánh phần nào sự sắp xếp
của nền kinh tế trên một điểm cân bằng nhất định khi nhiều giải pháp được áp dụng.
Vì thế, Goodfriend (1997) đề xuất một mô hình trong đó các công ty cạnh tranh
không hoàn hảo đối m t với một đường cầu xoắn. Quán tính của giá nổi lên một
cách nội sinh tạo ra những ảnh hưởng thực đến chính sách tiền tệ, trong đó hiệu ứng
thanh khoản có thể đóng một vai trò nào đó.
2.2 GIÁ CHỨNG KHOÁN
Nếu các cá nhân có thể nắm giữ tài sản trong hai dạng, tiền ho c cổ phiếu thường,
mô hình danh mục đầu tư của Copper (1970) cũng như của Palmer (1970) có thể hấp
d n để nhận biết tác động của cung tiền lên giá tài sản (cổ phiếu). Lợi suất biên của
tài sản chứng khoán quyết định số lượng tài sản, ví dụ như cổ phần mà các cá nhân
sẽ nắm giữ. Một danh mục đầu tư được xem là cân bằng khi lợi suất bi n để nắm giữ
2 tài sản là bằng nhau:
-

(1)

+

=

rong đó, vế trái là lợi suất của tiền và vế phải là lợi suất của chứng khoán; chi tiết
các chỉ tiêu như sau


là tỉ lệ phần trăm thay đổi dự tính trong mức giá chung;



là lợi suất thực quy ra tiền dự báo của chứng khoán (cổ tức cộng với sự
thay đổi của giá chứng khoán);



là lợi suất biên quy ra tiền của tài sản thứ J (rủi ro của tài sản thứ J
không được bao hàm trong lợi suất quy ra tiền của chính nó);
hoàn toàn là một hàm của cầu tiền đã loại trừ lợi suất của các tài sản


thay thế.

Hiệu ứng thu nhập dương lên
khác biệt giữa

và

loại trừ l n nhau trong phương trình. Sự
đơn thuần là một hàm của tiền. hay đổi của

tiền gây ra những điều chỉnh danh mục đầu tư xét về phía người nắm giữ tài sản


7

thông qua sự thay đổi trong các danh mục MNPSt. Cung tiền vì vậy tác động đến lợi

suất chứng khoán.
Vì thế, có thể nhìn thấy bằng việc sắp xếp lại phương trình. Lợi suất chứng khoán
bằng:
= (

- )-

(2)

Mô hình của Cooper cho thấy cung tiền được kết hợp như thế nào trong mô hình
định giá tài sản trong tài chính. Mối liên kết giữa thanh khoản từ cung tiền đến giá
chứng khoán vì thế được đề ra trong nghiên cứu này. Đề xuất của Friedman có thể
được mở rộng rằng cung tiền có ảnh hưởng lên giá tài sản, cụ thể là giá cổ phần
trong nghiên cứu này.
Một mô hình khác về giá tài sản rất phổ biến là mô hình định giá tài sản vốn
(Gordon, 1956):
(3)

=
rong đó


là giá hiện tại của cổ phiếu;



là cổ tức tại thời điểm 0;

 g là tỉ lệ tăng trưởng thường xuyên liên tục của cổ tức;




là lãi suất phi rủi ro tại thời điểm t;
là phần bù rủi ro vốn tại thời điểm t.

Bằng cách lưu ý rằng “

= EPS (payout)”, mối liên hệ được nhận thấy là giá

chứng khoán tương quan với EPS ho c một số biến đại diện cho nó như sản lượng
công nghiệp – một đại diện cho lợi nhuận của các công ty, payout là hằng số tương
đối trong nền kinh tế.
ìm kiếm một tác động có thể có giữa giá chứng khoán và cung tiền là một đề tài
nghi n cứu học thuật trong nhiều thập kỷ sử dụng kiểm định trực tiếp tác động của
cung tiền l n cổ phiếu Brennan, hordia và Subrahmanyam (1998). Và điều này đã
được thực hiện thông qua thuyết tiền tệ nội sinh. rong thời điểm của cuộc khủng
hoảng tài chính toàn cầu, tác động thanh khoản của cung tiền l n giá chứng khoán


8

đã trở thành một đề tài nóng trong các buổi thảo luận chính sách để hiểu ra điều gì
đã gây ra ảnh hưởng xấu cho hệ thống tài chính.
Hầu hết các nghi n cứu sử dụng mô hình Danh mục tiền tệ (MP) của Brunner
(1961), Friedman và Schwartz (1963) và agan (1972) như là điểm khởi đầu. Một
nhà đầu tư được giả định rằng đang tìm kiếm một vị thế cân bằng, nhà đầu tư này sẽ
nắm giữ một số tài sản bao gồm cả tiền trong danh mục đầu tư của mình. Một biến
động tiền tệ ví dụ như một sự tăng l n hay giảm xuống không mong đợi của cung
tiền sẽ gây ra sự mất cân bằng trong danh mục tài sản. Nhà đầu tư vì thế sẽ cố gắng
tái cân bằng vị thế tiền tệ cũng như vị thế đối với những tài sản khác mà họ mong

muốn bất cứ khi nào những thay đổi tiền tệ diễn ra trong hệ thống tài chính tự do.
Sử dụng phân tích pooled cross-section và chuỗi thời gian, Brennan và các cộng sự
(1998) đã đưa ra một mối quan hệ tích cực quan trọng giữa lợi suất cổ phần và tính
thiếu thanh khoản. Rõ ràng đây là một nghi n cứu chỉ ra rằng cung tiền tác động đến
giá cổ phiếu.
Mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán trong Sprinkel (1964) đã chỉ ra
những bằng chứng cho thấy tầm quan trọng của nó cung tiền d n đến thay đổi giá
tài sản ví dụ như giá cổ phần thường. uy nhi n, một số nghi n cứu đ t ra những
câu hỏi về mối li n quan này

ooper (1970), Pesando (1974), Kraft và Kraft

(1977), và Rozeff (1974). Mối quan tâm nghi n cứu vấn đề này đã qua đi vào những
năm 2000 cho đến khi nổi l n cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu (Global
Financial Crisis - GFC). GFC được chẩn đoán là được gây ra bởi sự thừa thanh
khoản trong khu vực tài chính làm ảnh hưởng đến khu vực thực: nghi n cứu của
Ariff, Farrar và Khalid (2012).
2.3 HIỆU ỨNG CUNG TIỀN
nh chính ảnh hưởng của cung tiền l n cổ tức là gián tiếp thông qua lợi nhuận hiện
tại và dự kiến đạt được của các công ty, đ c biệt là từ tác động dự kiến của cung tiền
l n thanh khoản đến dòng tiền của công ty. Giá trị hiện tại của cổ phiếu thường đã bị
ảnh hưởng bởi sự thay đổi kỳ vọng của cổ tức, và tác động chính của cung tiền là l n
tỉ lệ tăng trưởng mong đợi của cổ tức. ỉ lệ tăng trưởng cổ tức trong mô hình của


9

Gordon tăng l n khi những thay đổi lâu dài trong lợi nhuận một công ty diễn ra
thông qua việc công ty cam kết những dự án có NPV dương bởi vì chi phí sử dụng
vốn thấp thấp hơn khi lãi suất giảm sau khi cung tiền tăng l n.

huỗi sự kiện này

cho thấy rằng một biến đại diện cho lợi nhuận là một biến tốt hơn so với cổ tức, đ c
biệt lưu ý rằng cổ tức phản ứng rất chậm với sự thay đổi của lợi nhuận. Vì thế, cung
tiền và giá chứng khoán có tương quan dương với nhau thông qua kênh này.
Một khuôn khổ lí thuyết khác được giới thiệu bởi những nhà tiền tệ học về mối quan
hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán được tìm thấy trong mô hình phân tích định
lượng ho c lí thuyết danh mục đầu tư phức tạp hơn.

huyết số lượng tiền tệ

(Brunner, 1961; Friedman, 1961; Friedman&Schwartz, 1963) cho rằng một sự tăng
l n trong cung tiền gây ra thay đổi vị trí cân bằng của tiền đối với những tài sản phi
tiền tệ khác ví dụ cổ phiếu trong danh mục đầu tư của người nắm giữ tài sản. Tác
động này làm thay đổi nhu cầu đối với những tài sản khác để đạt đến vị trí cân bằng
tiền tệ.
Thuyết số lượng tiền tệ cho rằng
M.V = P.Q

(4)

rong đó
 M là tổng lượng tiền trong lưu thông của nền kinh tế trong một thời gian nhất
định, ví dụ 1 năm;
 P là mức giá tương ứng;
 P.Q là giá trị danh nghĩa của tiền;
 V là vận tốc của tiền trong chi ti u cuối cùng;
 Q là chỉ số giá trị thực trong chi ti u cuối cùng.
Một sự tăng l n trong cung tiền được mong đợi làm tăng cung tiền vượt quá điểm

cân bằng về tiền, d n đến vượt quá nhu cầu về cổ phiếu. Giá cổ phiếu được kỳ vọng
sẽ tăng l n.

nh tác động này được mô tả như một k nh trực tiếp lần đầu ti n bởi

Sprinkel (1964). Ông đã kiểm định một mô hình định giá tài sản.

hi cung tiền mở

rộng, danh mục đầu tư mong muốn sẽ mâu thu n với việc nắm giữ tiền m t hiện tại
làm lệch vị trí cân bằng. Bởi vì tiền dự trữ được nắm giữ bởi các đại lí (agents), giá


10

của những tài sản khác cũng như giá của hàng hóa và dịch vụ cho ti u dùng sẽ tăng
l n điểm cân bằng mới. Lí thuyết này v n đang thịnh hành dù câu hỏi làm thế nào
cung tiền tác động đến giá tài sản đã có những lí giải mới hơn, ví dụ trong Effa,
Ariff và

halid (2011). Vì thế, mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán là

mối quan hệ cùng chiều về bản chất thông qua cơ chế điều chỉnh này.
óm lại, giải thích hợp nhất cho mối quan hệ giữa tiền và lợi suất chứng khoán là
phụ thuộc vào hiệu ứng thanh khoản. Điều này đã được chứng minh bằng thuyết số
lượng tiền tệ cũng như mô hình định giá tài sản trong việc thiết lập danh mục đầu tư.
iền dự trữ thay đổi bởi thanh khoản trong hệ thống tài chính đã làm biến mất mối
li n kết giữa tiền và các nhu cầu kết hợp. ăng thanh khoản (lời khuy n của IMF
năm 2009 về kích thích ti u dùng là một ví dụ) có thể được quan sát bằng sự gia
tăng mạnh hoạt động đầu tư và mở rộng dung lượng các tài khoản tiền, điều này làm

thay đổi các hoạt động tài chính và hoạt động thực sau đó. ác nghi n cứu bởi các
nhà kinh tế hậu eynes cung cấp một cái nhìn mới xem tiền là nhân tố nội sinh hơn
là ngoại sinh. Trong tài chính lí thuyết l n thực nghiệm, vai trò của thanh khoản đã
được nhấn mạnh trong những cuộc tranh luận chính sách gần đây, vì vậy thanh
khoản là một mảng nghi n cứu ứng dụng tiềm năng hữu ích cho sự hình thành giá
tài sản.


11

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU
NGHIÊN CỨU
3.1 GIẢ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Một hệ phương trình bao gồm 3 phương trình đồng thời của lợi suất chứng khoán
(P) thanh khoản (LQ) và cung tiền (MS) được sử dụng để giải quyết vấn đề nội sinh
giữa các biến như sau:
Pit = f[LQ-/+, MS+, IPI+]

(5)

LQit = f[MS+, Y+, LR-]

(6)

MSit = f[LQ+, Y+, TBR-, P+, CPI+, CPI(1)+]

(7)

rong đó
 P là chỉ số giá cổ phiếu;

 LQ là tính thanh khoản đại diện bởi dự trữ tiền;
 MS là cung tiền;
 IPI là chỉ số sản xuất công nghiệp;
 Y là GDP thực;
 LR là lãi suất cho vay;
 TRB là lãi suất trái phiếu kho bạc;


PI là lạm phát.

ất cả các biến đều lấy log.
Giả thuyết rằng cung tiền được xác định nội sinh từ hoạt động kinh tế một cách gián
tiếp thông qua các định chế nhận tiền gửi. Lí thuyết hậu

eynes về tiền nội sinh

được mở rộng. Hoạt động kinh tế được đại diện bởi GDP thực (Y), thanh khoản
(LQ) được xác định một cách nội sinh bởi cung tiền (MS) và giá tài sản (P) từ thanh
khoản (LQ). ung tiền (MS) cũng được xác định bởi lợi suất chứng khoán (P), lạm
phát ( PI), GDP thực (Y) và lãi suất trái phiếu kho bạc ( BR). hanh khoản được
xác định bởi GDP thực (Y), cung tiền (MS) và lãi suất cho vay (LR).


12

Bài viết sử dụng mô hình phương trình đồng thời ở tr n, kiểm định nhân quả được
giải thích ở phần sau, mô hình kiểm định được chỉ ra b n dưới để kiểm định 7 giả
thuyết:
 H1: MS tác động nhân quả đến GDP (tiền là ngoại sinh).
 H2 GDP tác động nhân quả đến MS.

 H3

ó nhân quả qua lại giữa MS và GDP thực (đưa đến tiền là nội sinh).

ính nội sinh đó cần được thiết lập trước những yếu tố khác.
 H4 MS tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ). Điều này theo đề xuất của
Friedman là v n chưa được xác nhận.
 H5

hanh khoản (LQ) tác động nhân quả lên cung tiền (MS).

iểm định

nhân quả qua lại.
 H6 Giá cổ phiếu (P) tác động nhân quả l n thanh khoản (LQ).
 H7

hanh khoản (LQ) tác động nhân quả l n giá cổ phiếu (P).

iểm định

nhân quả qua lại.
Theo giả thuyết từ H1 đến H3, có thể có nhân quả qua lại ho c một chiều từ GDP
thực đến cung tiền (MS).
3.2 MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH
3.2.1 K
Một số các mô hình kiểm định đã được phát triển để kiểm tra một cách cẩn thận cho
giả thuyết về mối quan hệ giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P) cũng như với
cung tiền (MS). Đầu ti n trong số chúng là kiểm định nhân quả. Nếu giữa biến độc
lập và biến phụ thuộc tồn tại mối quan hệ đồng li n kết thì giữa 2 biến này ít nhất sẽ

có mối quan hệ nhân quả một chiều (Granger, 1969, 1988). Quan hệ nhân quả hàm ý
một biến có thể dùng để dự báo và làm thay đổi biến còn lại. Quan hệ nhân quả
Granger cho 2 biến xt và yt được ước lượng qua mô hình Vector AutoRegressive
(VAR) như sau:

yt = a1 + ∑ni=1βjxt-i + ∑mj=1γjyt-j + e1t

(8)

xt = a2 + ∑ni=1θxt-i + ∑mj=1δjyt-j + e2t

(9)

rong đó e1t và e2t là các sai số ng u nhi n không tương quan với nhau.


13

heo đó, xt sẽ không có quan hệ nhân quả Granger với yt nếu β1 = β2 =… = βi = 0, giả
thuyết này được kiểm định bằng kiểm định F. Nếu không có đồng li n kết được tìm
thấy giữa các biến, thì kiểm định nhân quả chuẩn (Granger, 1969) có thể được áp
dụng. Nếu có đồng li n kết, thì quan hệ nhân quả có thể được xác định bằng cách
dùng mô hình vector hiệu chỉnh sai số (Vector Error Correction Model - VECM)
(Granger, 1988) như b n dưới

∆yt = a0 + ∑ni=1α1i ∆yt-i + ∑ni=1α2i ∆xt-i + ∑ni=1α3 ∆ECt-n + εt

(10)

Quan hệ nhân quả ngắn hạn của VE M có thể được kiểm định bằng cách dùng

Wald test (X2 test), và quan hệ nhân quả dài hạn có thể được kiểm định bằng cách
xác định xem liệu hệ số a3 trong phương trình tr n có khác 0 một cách có ý nghĩa
thống k hay không.
3.2.2 Mô ì

p ươ g trì

cấ trúc

Bài viết đưa ra hệ phương trình như sau
Pit = f[LQ-, MS+]

(5a)

LQit = f[MS+, P+]

(6a)

MSit = f[GDP+]

(7a)

rong đó Pit là chỉ số giá chứng khoán, LQit là thanh khoản được đo bằng tiền dự trữ
và MSit là cung tiền. Các biến đều lấy log và có tính dừng. Việc sử dụng những
phương trình kiểm định này sẽ được thảo luận tỉ mỉ như b n dưới.
Nếu 2 biến là đồng liên kết như được thảo luận ở trên, thì cả VECM l n kiểm định
nhân quả Granger đều có thể được sử dụng để kiểm định cho mối quan hệ nhân quả
giữa giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) phương trình (5a) và (6a) sẽ được sử
dụng bởi vì cả hai biến này được xác định một cách đồng thời. Phương trình (7a)
cũng sẽ được sử dụng để kiểm định giả thuyết rằng có một mối quan hệ nhân quả

hai chiều giữa GDP thực (Y) và cung tiền (MS).
Theo giả thuyết từ H4 đến H7: giá cổ phiếu (P) được mong đợi sẽ ảnh hưởng đến
thanh khoản (LQ) và thanh khoản (LQ) cũng được mong đợi sẽ tác động đến giá cổ


14

phiếu (P). Bằng cách sử dụng VECM hay kiểm định nhân quả Granger, phương
trình (5a) và (6a) có thể hữu dụng trong việc xác định những giả thuyết này.
Giả thuyết H5 cho rằng có thể có quan hệ nhân quả qua lại ho c một chiều giữa giá
chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ), điều này có thể được kiểm định bằng cách sử
dụng VECM và kiểm định nhân quả Granger áp dụng cho phương trình (5a) và (6a).
Giả thuyết H7 cho rằng có một mối quan hệ đồng thời (hay hiệu ứng) giữa giá cổ
phiếu (P) và thanh khoản (LQ) và giữa thanh khoản (LQ) và giá cổ phiếu (P), điều
này có thể được kiểm định bằng cách dùng phương trình (5a) và (6a).
Tất cả các mối quan hệ cấu trúc lí thuyết bên trên sẽ được kiểm định bằng cách dùng
một hệ phương trình. Một hệ những phương trình cấu trúc đồng thời sẽ là một bổ
sung cần thiết cho những sai số đo lường giữa thực tế với lí thuyết, ngoài ra nó còn
có những đ c điểm ưu việt.
Thứ nhất, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) là những biến được xem như
nội sinh. rong trường hợp này, giá chứng khoán (P) và thanh khoản (LQ) xem như
là được xác định một cách đồng thời bằng những thông tin có sẵn. Tuy nhiên, không
phải tất cả thông tin đều thích hợp đối với mỗi biến, điều này được phản ánh trong
phần dư của mỗi phương trình. Nói cách khác, thanh khoản (LQ) có thể thay đổi vì
những nguyên nhân không ảnh hưởng đến thay đổi giá chứng khoán (P).
Thứ hai, nếu cả phương trình (5) l n phương trình (6) được ước lượng một cách độc
lập, việc ước lượng các hệ số hồi quy sẽ chịu ảnh hưởng bởi độ lệch của những
phương trình đồng thời. Việc ước lượng giá trị của các hệ số hồi quy từ các phương
trình riêng lẻ sẽ rất khác biệt so với việc ước lượng chúng từ những phương trình
đồng thời vì chúng sẽ cho ra kết quả tương ứng với từng phương trình ri ng lẻ đó

mà thôi.
Quan điểm của bài viết này là độ lệch của các hệ số hồi quy trong hệ phương trình
sẽ được giảm thiểu so với việc xét riêng trong từng phương trình ri ng lẻ. Bằng việc
bao gồm tất cả các biến được thảo luận như tr n, bài viết đưa ra một hệ phương trình
cấu trúc như sau


15

lnPit = ao + a1lnLQit + a2lnMSit + a3lnIPI + eit

(11)

lnLQit = b0 + b1lnMSit + b2lnYit + b3LRit + vit

(12)

lnMSit = c0 + c1lnINF + c2lnYit + c3TBRit + c4lnPit + c5LnLQit + zit

(13)

3.3 MÔ TẢ BIẾN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
Dữ liệu cần thiết cho tất cả các biến được lấy từ Dữ liệu thống k tài chính quốc tế
(International Financial Statistics - IFS) của Quỹ

iền tệ quốc tế (International

Monetary Fund - IMF), Dữ liệu thống k của ổng cục hống k Việt Nam và từ
ông ty cổ phần ruyền thông ài chính StoxPlus (chi tiết xem phụ lục A). ác dữ
liệu được lấy theo quý trong giai đoạn từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2012 của

Việt Nam, tổng cộng có 48 quan sát trong m u.
Thu nhập (Y) được sử dụng làm biến giải thích trong 2 phương trình chỉ định ở tr n
(phương trình 12 và 13); và GDP thực được sử dụng làm biến đại diện cho thu nhập
(Y).
Để xác định một biến đại diện cho lợi nhuận, bài viết tìm kiếm các lí thuyết liên
quan. hỉ số sản xuất công nghiệp (IPI) có mối tương quan cao với thu nhập – một
chỉ ti u được biết đến để xác định lợi nhuận của các công ty trong một nền kinh tế
hiện đại ( ormendi và Lipe, 1987). Vì vậy, bài viết này sử dụng IPI như là một biến
đại diện cho các khoản lợi nhuận trong phương trình định giá tài sản (phương trình
11). Nếu IPI tăng l n, lợi nhuận của các công ty cũng tăng l n.
Tiền dự trữ (RM) được sử dụng làm biến đại diện cho thanh khoản (LQ) (Gorden &
Leeper, 2002) – một ti u chí rất phổ biến với các nhà kinh tế học về tính thanh
khoản. Sử dụng tiền dự trữ là một lựa chọn đúng đắn bởi vì, nếu hệ thống ngân hàng
có nhiều tiền dự trữ hơn thì tính thanh khoản sẽ tăng l n.
ung tiền (MS) trong bài viết này được định nghĩa là M2 như nó thường được sử
dụng trong các nghi n cứu về cung tiền.
Lãi suất tín phiếu kho bạc (TBR) và lãi suất cho vay ngân hàng (LR), được sử dụng
làm biến đại diện cho lãi suất.
Giá trị chỉ số chứng khoán trong Dữ liệu thống k tài chính quốc tế (IFS) được sử
dụng làm biến đại diện cho giá cổ phiếu (P).


16

Chỉ số giá ti u dùng (CPI) được sử dụng như là một biến đại diện cho lạm phát
(INF).
Bộ dữ liệu ban đầu được điều chỉnh như sau


ất cả các biến được điều chỉnh yếu tố mùa bằng cách sử dụng trung bình

trượt (chi tiết xem phụ lục B).



ất cả các biến được chuyển đổi sang dạng logarit ngoại trừ biến lãi suất.

3.4 NHỮNG VẤN ĐỀ KINH TẾ LƯỢNG
iểm định nghiệm đơn vị (unit root test) được thực hiện đối với tất cả các biến để
chuẩn bị bộ dữ liệu cho các kiểm định đồng li n kết và kiểm định nhân quả. Đồng
li n kết sẽ có hiệu lực nếu kết quả kiểm định nghiệm đơn vị thiết lập được số bậc
làm cho các biến được quan tâm có tính dừng. Vì vậy, bài viết sẽ đảm bảo tất cả các
biến đều có tính dừng trước khi thực hiện kiểm định đồng li n kết. Phương trình
đồng li n kết của Johansen được áp dụng trong trường hợp này

∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + α2t + ∑pi=2bi ∆Xt-i+1 + ut

(14)

rong đó
p là số lần thay đổi độ trễ cần thiết trong Xt để làm cho ut không tương quan chuỗi.
Giả thuyết vô hiệu của nghiệm đơn vị sẽ bị bác bỏ nếu thống k t của quan sát mang
giá trị âm thấp hơn critical value như trong Mac innon (1996). Hai kiểm định khác
cần thiết cho các chuỗi số liệu để mô tả đ c điểm của chúng là

∆Xt = a0 + a1 Xt-1 + ∑pi=2bi ∆Xt-i+1 + ut

(15)

∆Xt = a1 Xt-1 + ∑pi=2bi ∆Xt-i+1 + ut

(16)

rong tất cả 3 trường hợp tr n, giả thuyết được kiểm định là H0: chuỗi số liệu chứa
đựng nghiệm đơn vị, giả thuyết đối là H1 chuỗi số liệu là dừng. hống k kiểm định
( est statistic) được kiểm định sau đó bằng việc so sánh với critical value tại mức ý
nghĩa được chấp nhận
Test statistic =

(17)

ết quả đồng li n kết dựa tr n phương pháp của Johansen’s (1988) để lựa chọn độ
trễ trong VAR ( heung & Lai, 1993). Vì thế, độ trễ tối ưu của VAR được xác định


17

bằng cách tối thiểu hóa SB (Schwarz’s Bayesian Information riteria, 1978). Tiêu
chuẩn này được thiết kế để lựa chọn mô hình với thông tin lớn nhất có thể.

hái

niệm chung của đồng li n kết cho rằng tồn tại một sự cân bằng hay một mối quan
hệ dài hạn giữa hai chuỗi thời gian mà tổ hợp tuyến tính của nó là một chuỗi dừng.
Điều này được xác nhận bằng cách sử dụng kiểm định Phillip & Perron (1988).
Hạng của ma trận hệ số Γ cho biết số vector đồng li n kết.

iểm định tỉ số

likelihood đối với giả thuyết vô hiệu cho rằng có nhiều nhất r vector đồng li n kết
bằng cách sử dụng Trace Test statistic:

TraceTest =

(18)

rong đó
là cỡ m u
, K và
nhất.

là (p-r) hệ số tương quan chính tắc của phương pháp bình phương nhỏ

ritical value theo Mackinnon, Haug và Michelis (1999) được sử dụng để xác định
liệu giả thuyết vô hiệu cho rằng có nhiều nhất r vector đồng li n kết có bị bác bỏ
hay không. Một kiểm định tỉ số likelihood lớn nhất khác là Maximal Eigenvalue
Test statistic:
Maximal Eigenvalue Test =

(19)

rong đó
, K, và

là r những hệ số tương quan chính tắc của phương pháp bình phương

lớn nhất. Giống như race est, Maximal Eigenvalue est statistics sẽ được so sánh
với critical value (theo Mackinnon và các cộng sự, 1999).
rường hợp cá biệt, khi có sự không nhất quán giữa kết quả từ race est và từ
Maximal Eigenvalue est, khi một b n chỉ ra sự hiện diện của đồng li n kết trong
khi b n còn lại thì không. rong trường hợp này, Johansen và Juselius (1990) đề
xuất rằng race est có thể yếu hơn so với Maximal Eigenvalue est. Vì thế khi

một vài sự không nhất quán phát sinh sẽ được giải quyết bằng cách chấp nhận
Maximal Eigenvalue est. iểm định này cung cấp một ước tính các tham số mạnh
mẽ và vững chắc.