Phân tích tác động của một số nhân tố đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam

92

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

PHÂN TÍCH TÁC ĐỘNG CỦA MỘT SỐ NHÂN TỐ ĐẾN CHỈ SỐ
THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM
Vũ Quốc Dũng*
Nguyễn Thị Phương Tuyến**
TĨM TẮT: Mục tiêu của nghiên cứu này là phân tích tác động của một số nhân tố ảnh hưởng đến sự thay
đổi của chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam VNINDEX. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này
bao gồm tỷ giá USD/VND, giá vàng thế giới và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất tháng
(monthly series) trong giai đoạn từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, nhờ mơ hình tự hồi quy phân phối
trễ (Autoregressive Distributed Lag, viết tắt là ARDL). Kết quả phân tích hồi quy cho thấy trong ngắn hạn,
chỉ số của thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong q khứ của chính
nó trong 3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số liệu này,
khơng tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường chứng khốn.
Cịn trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán,
sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng thì có quan hệ cùng chiều với biến động của chỉ số thị
trường chứng khốn.
Từ khóa: Chỉ số, thị trường chứng khoán, nhân tố ảnh hưởng

1. GIỚI THIỆU
Thị trường chứng khốn giữ vai trị hết sức quan trọng trong hệ thống tài chính ở mỗi quốc
gia. Trên thị trường, giá cổ phiếu là yếu tố được các nhà đầu tư đặc biệt quan tâm khi đưa ra quyết
định đầu tư. Lý thuyết thị trường hiệu quả cho rằng giá của cổ phiếu phải phản ánh tất cả các thơng
tin sẵn có liên quan đến cổ phiếu đó (Fama, 1970). Nói một cách khác, nếu thị trường là hiệu quả
thì giá của cổ phiếu sẽ bị tác động bởi nhiều nhân tố, bao gồm cả nhân tố vi mô và vĩ mô. Tuy
nhiên, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng thị trường chứng khoán ở nhiều quốc gia là
khơng hiệu quả. Vì vậy, các thơng tin khi được cơng bố có thể sẽ khơng được phản ảnh đầy đủ vào
trong giá cổ phiếu.
Trong những năm gần đây, các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ phiếu là chủ đề được nhiều

nhà nghiên cứu về tài chính đặc biệt quan tâm do những ý nghĩa quan trọng của nó. Nhiều nghiên
cứu thực nghiệm đã chỉ rằng các yếu tố cơ bản của công ty, chẳng hạn như tỷ lệ cổ tức, có ảnh
hưởng trực tiếp đến giá cổ phiếu (Al-Qenae và cộng sự, 2002; Al-Tamimi và cộng sự, 2007;
Uddin và cộng sự, 2013). Bên cạnh đó, một số nghiên cứu khác lại tìm thấy những bằng chứng về
*

Khoa Tài chính cơng, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam.

** Khoa Kế toán, Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam.


HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

93

sự ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô (lãi suất, lạm phát, tăng trưởng kinh tế) đến giá của cổ phiếu
(Tsoukalas, 2003; Liu và Shrestha, 2008; Aurangzeb, 2012).
Cho đến nay, đã có một vài nghiên cứu về các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu
niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam, (Hussainey và Ngoc, 2009; Phan Thị Bích Nguyệt
và Phạm Dương Phương Thảo, 2013). Tuy nhiên, các nghiên cứu này chủ yếu tập trung vào việc
đo lường ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô đến giá của cổ phiếu mà chưa nghiên cứu ảnh hưởng
của các yếu tố cơ bản của công ty. Hơn nữa, theo quan sát của tác giả, giá vàng là nhân tố có thể
ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu bởi vì ở Việt Nam thị trường vàng có mối quan hệ rất chặt chẽ
với thị trường chứng khoán. Tuy nhiên, biến số này lại không được sử dụng trong các nghiên cứu
trước đây ở Việt Nam. Mục tiêu của nghiên cứu này là đo lường các nhân tố ảnh hưởng đến giá của
các cổ phiếu niêm yết trên HOSE, trong đó chú trọng đến những khoảng trống mà các nghiên cứu
trước đây để lại. Kết quả của nghiên cứu này sẽ bổ sung những bằng chứng thực nghiệm về các
nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ trong điều kiện thị trường chứng khốn mới nổi và góp phần giúp
các nhà đầu tư có những hành vi đầu tư hợp lý hơn. Đây là yếu tố quan trọng giúp thị trường chứng
khoán Việt Nam phát triển một cách ổn định và bền vững hơn.

2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU CÓ LIÊN QUAN ĐẾN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU
Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu là chủ đề nhận được sự quan tâm
đặc biệt của nhiều nhà nghiên cứu trong những năm gần đây. Các nhân tố ảnh hưởng đến giá cổ
phiếu được tìm thấy trong các nghiên cứu thực nghiệm đã công bố bao gồm các nhân tố vĩ mô và
nhân tố cơ bản liên quan đến tình tình tài chính và hiệu quả hoạt động của các công ty. Do không
thể liệt kê tất cả các nghiên cứu có liên quan nên trong phần này, chúng tôi chỉ liệt kê một vài
nghiên cứu tiêu biểu làm cơ sở cho nghiên cứu của mình.
Trước tiên là nghiên cứu của Al-Qenae và cộng sự (2002). Trong nghiên cứu này, các tác giả
đo lường ảnh hưởng của các nhân tố EPS, tổng sản phẩm quốc dân (GNP), lãi suất và lạm phát đến
giá của các cổ phiếu niêm yết trên Thị trường chứng khoán Kuwait trong giai đoạn 1981-1997.
Kết quả nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với biến EPS và GNP, nhưng lại có
tương quan nghịch với các biến lãi suất và lạm phát.
Tiếp theo, Al-Tamimi và cộng sự (2007) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các
cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán UAE (United Arab Emirates). Nghiên cứu này sử
dụng dữ liệu giá của 17 cổ phiếu được thu thập trong khoảng thời gian từ 1990 đến 2005. Kết quả
nghiên cứu cho thấy thu nhập trên mỗi cổ phiếu (EPS) là nhân tố có tác động mạnh và cùng chiều
đến giá của các cổ phiếu. Các nhân tố cung tiền và GDP cũng có tương quan thuận với giá của các
cổ phiếu nhưng lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Ngồi ra, nghiên cứu này còn chỉ ra rằng chỉ
số giá tiêu dùng và lãi suất có tương quan nghịch với giá của các cổ niêm yết trên thị trường chứng
UAE. Tuy nhiên, chỉ có mối quan hệ giữa chỉ số giá tiêu dùng và giá của các cổ phiếu là có ý nghĩa
thống kê. Như vậy, có hai nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu được tìm thấy trong nghiên
cứu này, đó là EPS, chỉ số giá tiêu dùng.
Mehr-un-Nisa và Nishat (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của các chỉ tiêu tài chính cơng ty
và các yếu tố vĩ mô đến giá của các cổ phiếu niêm yết trên Thị trường chứng khoán Karachi
(Pakistan). Sử dụng phương pháp GMM (Generalized Method of Moments) trên dữ liệu của 221
công ty trong giai đoạn 1995-2006, các tác giả đã tìm thấy mối tương quan thuận giữa giá của cổ
phiếu với các cấu trúc vốn, tỷ số giá trị thị trường trên giá trị sổ sách, EPS và quy mô của công ty.
Liên quan đến các yếu tố vĩ mô, kết quả nghiên cứu cho thấy giá cổ phiếu có tương quan thuận với

94

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

tốc độ tăng trưởng GDP, cung tiền và độ sâu tài chính. Ngược lại, giá cổ phiếu lại có tương quan
nghịch với lãi suất và tỷ lệ lạm phát.
Trong một nghiên cứu khác, Uddin và cộng sự (2013) nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến
giá của các cổ phiếu thuộc ngành tài chính ở Bangladesh. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu được
thu thập từ báo cáo tài chính của 67 cơng ty niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khốn Dhaka trong
giai đoạn từ 2005 đến 2011. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy EPS, giá trị tài sản ròng (NAV),
lợi nhuận trước thuế, tỷ số P/E (giá thị trường trên lợi nhuận) có tương quan thuận với giá của các
cổ phiếu thuộc ngành tài chính niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán Dhaka.
Tsoukalas (2003) xem xét mối quan hệ giữa giá của cổ phiếu ở thị trường chứng khoán chứng
khoán Cyprus và các yếu tố kinh tế vĩ mô. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi giá
của các cổ phiếu, giá trị sản xuất công nghiệp, CPI, cung tiền và tỷ giá hối đoái theo thời gian với
tuần suất quý được thu thập cho khoảng thời gian từ 1975 đến 1998. Sử dụng kiểm định Ganger,
kết quả nghiên cứu cho thấy giá của cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán chứng khốn
Cyprus có mối quan hệ chặt chẽ với các yếu tố kinh tế vĩ mô được chọn để nghiên cứu.
Liu và Shrestha (2008) kiểm định mối quan hệ giữa giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán
Trung Quốc với các yếu tố vĩ mô, bao gồm giá trị sản xuất công nghiệp, tỷ giá, lạm phát, cung
tiền và lãi suất. Nghiên cứu này sử dụng số liệu thứ cấp cho tất cả các biến số trong giai đoạn từ
01/1992 đến 12/2001. Sử dụng kiểm định đồng kết hợp (cointegration test), các tác giả đã tìm thấy
mối tương quan thuận giữa giá cổ phiếu với giá trị sản xuất công nghiệp và cung tiền và mối tương
quan nghịch giữa giá cổ phiếu với tỷ lệ lạm phát, lãi suất và tỷ giá. Trên cơ sở các bằng chứng thực
nghiệm được tìm thấy, các tác giả đã đưa ra khuyến nghị cho các nhà đầu tư rằng khi muốn đầu tư
vào thị trường chứng khốn Trung Quốc thì nên đầu tư dài hạn bởi vì trong ngắn hạn thị trường
chứng khốn Trung Quốc giao động rất mạnh nên cực kỳ rủi ro.
Eita (2012) nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến giá của các cổ phiếu trên thị
trường chứng khoán Namibia. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu thời gian với tần suất quý của giá
cổ phiếu, cung tiền, lạm phát, GDP, lãi suất và tỷ giá trong giai đoạn 1998 - 2009. Thống nhất với

kết quả của các nghiên cứu trước đó, nghiên cứu này chỉ ra rằng giá của các cổ phiếu có mối tương
quan nghịch với lãi suất và lạm phát. Ngược lại, các nhân tố GDP, tỷ giá và cung tiền có mối tương
quan thuận với giá của các cổ phiếu.
Aurangzeb (2012) xác định các nhân tố ảnh hưởng đến giá của các cổ phiếu trên ba thị trường
chứng khoán ở khu vực Nam Á, đó là Pakistan, Ấn độ và Sri Lanka. Số liệu sử dụng cho nghiên
cứu này được thu thập cho giai đoạn từ 1997 đến 2010. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy đầu tư
trực tiếp nước ngoài (FDI), tỷ giá hối đối có tương quan thuận, trong khi đó, lãi suất lại có tương
quan nghịch với giá của các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán ở khu vực Nam Á.
Ngồi ra, kết quả nghiên cứu cịn cho thấy lạm phát có tương quan nghịch với giá của các cổ phiếu
nhưng lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Hussainey và Ngoc (2009) nghiên cứu ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô của Việt Nam (giá trị
sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất) và của Mỹ (chỉ số S&P 500, giá trị sản xuất
công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng, lãi suất trái phiếu chính phủ) đến giá của các cổ phiếu ở Việt
Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy giá trị sản xuất công nghiệp cả của Việt Nam và Mỹ đều có mối


HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

95

tương quan tỷ lệ thuận với giá của các cổ phiếu ở Việt Nam. Ngồi ra, nghiên cứu này cịn tìm thấy
mối quan nghịch giữa lãi suất và giá của cổ phiếu nhưng lại khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Trong một nghiên cứu khác, Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013)
nghiên cứu ảnh hưởng của một số yếu tố vĩ mô đến chỉ số giá thị trường của Sở Giao dịch chứng
khốn thành phố Hồ Chí Minh (VN-Index) trong giai đoạn từ 7/2000 đến 9/2011. Kết quả nghiên
cứu cho thấy các yếu tố cung tiền, sản lượng cơng nghiệp và giá dầu thế giới có mối tương quan
cùng chiều với chỉ số giá thị trường. Ngược lại, biến lãi suất và tỷ giá hối đối lại có mối tương
quan nghịch với sự thay đổi của VN-Index. Điều đặc biệt là các tác giả đã tìm thấy mối tương quan
thuận giữa lạm phát và chỉ số giá thị trường nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Tóm lại, các nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng EPS là nhân tố ảnh hưởng rất lớn đến

giá của các cổ phiếu. Ngoài ra, các nhân tố kinh tế vĩ mô như lãi suất, lạm phát, tỷ giá, cung tiền,
GDP, giá trị sản xuất công nghiệp cũng là những nhân tố có những tác động nhất định đến giá của
các cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán. Các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy
trong các nghiên cứu được thực hiện trên thị trường chứng khoán Việt Nam cơ bản thống nhất với
các nghiên cứu được thực hiện ở các thị trường chứng khốn mới nổi.
Trương Đơng Lộc (2014) đã phân tích các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá cổ phiếu
niêm yết trên sàn thành phố Hồ Chí Minh. Bài viết đã xác định các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay
đổi giá của các cổ phiếu niêm yết trên Sở Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh (HOSE).
Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi giá, lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu (EPS)
của 20 cổ phiếu niêm yết trên HOSE, lãi suất cho vay, tỷ giá USD/VND, giá vàng và chỉ số giá
tiêu dùng (CPI) theo thời gian với tần suất quý (quarterly series) trong giai đoạn từ 31/12/2006
đến 31/12/2012. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy EPS và tỷ giá USD/VND có tương quan tỷ lệ
thuận với sự thay đổi giá của các co phiếu. Ngược lại, biến động của giá vàng và tỷ lệ lạm phát có
mối tương quan nghịch với tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu.
Nghiên cứu này lấy ý tưởng phân tích tác động của một số nhân tố kinh tế vĩ mô đến không
phải một số cổ phiếu như trong Trương Đông Lộc (2014) mà đến chỉ số của cả thị trường chứng
khoán, VNINDEX, với phương pháp phức tạp hơn, sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ và
với thời gian cập nhật hơn, từ tháng 1/2011 đến tháng 3/2019, với dữ liệu theo tháng.
3. SỐ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Số liệu nghiên cứu
Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chỉ số của thị trường chứng khoán Việt
Nam là VNINDEX, tỷ giá USD/VND, giá vàng thế giới và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) theo thời
gian với tần suất tháng (monthly series). Tất cả số liệu ở trên được thu thập cho khoảng thời gian
từ ngày tháng 1/2011 đến tháng 3/2019.Các số liệu về chỉ số thị trường chứng khoán, tỷ giá USD/
VND, giá vàng thế giới được thu thập từ investing.com và chỉ số giá tiêu dùng được thu thập từ
finance.vietstock.vn.
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Để nghiên cứu tác động của một số chỉ số kinh tế vĩ mô đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt
Nam, VNINDEX, tác giả sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed

96

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

Lag, viết tắt là ARDL), được đề xuất bởi Pesaran, Shin & Smith (1996).
Dạng tốn học của mơ hình ARDL được sử dụng trong bài báo là:
m

n

D(VNINDEX )t =
α 0 + ∑ α i D (VNINDEX )t −i + ∑ βi D ( USD _ VND )t −i +
=i 1 =i 1
n

n

+ ∑ γ i D ( GOLD )t −i + ∑ δ i D ( CPI )t −i + ut ,

=i 1 =i 1

trong đó, D là ký hiệu tốn tử lấy sai phân, α i , βi , γ i , δ i là các hệ số hồi quy, và ut là phần dư
có tương quan đồng thời nhưng khơng tương quan với trễ của nó và khơng tương quan với tất cả
các biến độc lập. Do đó, vế phải của phương trình hồi quy gồm các biến trễ của các biến độc lập,
và ở đây chúng ta có thể sử dụng phương pháp bình phương tối thiểu. Gujarati (2004) đã trình bày
chi tiết về mơ hình ARDL. Quy trình ước lượng mơ hình ARDL gồm các bước sau:
- Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian.
- Lựa chọn bậc trễ tối ưu cho mơ hình ARDL.
- Ước lượng mơ hình ARDL.

- Kiểm định kết quả ước lượng mơ hình ARDL.
- Kiểm định đồng tích hợp để tìm mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Trước tiên, cần kiểm định tính dừng của các chuỗi số liệu. Chúng ta quan sát đồ thị của các
chuỗi ban đầu như trong Hình 1.
USD_VND

VNINDEX
1,200

24,000

1,100

23,000

1,000
900

22,000

800
700

21,000

600
500

20,000

400
300

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

19,000

GOLD
1,900

2011

2012

2013

2014

CPI

2015

2016

2017

2018

2019

4

1,800

3

1,700
1,600

2

1,500
1,400

1

1,300
1,200

0

1,100
1,000

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

-1

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

Hình 1. Đồ thị của các chuỗi ban đầu
Hình 1 gợi ý rằng các chuỗi thời gian ban đầu không dừng. Chúng ta khảo sát đồ thị các chuỗi
sai phân bậc nhất của các chuỗi ban đầu như trong Hình 2.


97

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA
DVNINDEX

DUSD_VND

1,600

150
100

1,200

50
800

0
400

-50
0

-100
-150

-400

2011

2012

2013

2014

2015

DGOLD

2016

2017

2018

2019

300

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

2014

2015

2016

2017

2018

2019

DCPI

1.6
1.2

200

0.8
100

0.4

0

0.0
-0.4

-100

-0.8
-200
-300

-1.2

2011

2012

2013

2014

2015

2016

2017

2018

2019

-1.6

2011

2012

2013

Hình 2. Đồ thị của các chuỗi sai phân bậc nhất
Hình 2 gợi ý rằng các chuỗi sai phân bậc nhất của các chuỗi thời gian ban đầu là các chuỗi
dừng. Để minh chứng, chúng ta sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, nhờ một kiểm định phổ biến
là kiểm định Augmented Dicky-Fuller (kiểm định ADF). Các Bảng 1 và 2 dưới đây lần lượt trình
bày các kiểm định ADF cho các chuỗi thời gian ban đầu, và các chuỗi sai phân bậc nhất của chúng.
Null Hypothesis: VNINDEX has a unit root

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

t-Statistic

Prob.*

-0.086679

0.9471

-3.498439
-2.891234

-2.582678

Null Hypothesis: USD_VND has a unit root
t-Statistic
Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

Null Hypothesis: GOLD has a unit root

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

t-Statistic

Prob.*

-1.936850

0.3143

-3.498439
-2.891234
-2.582678

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

-0.161859

Prob.*
0.9385

-3.500669
-2.892200
-2.583192

t-Statistic

Prob.*

-4.958542

0.0001

-3.499167
-2.891550
-2.582846

Bảng 1. Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi ban đầu


98

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

Null Hypothesis: D(VNINDEX) has a unit root

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

t-Statistic

Prob.*

-8.953774

0.0000

-3.499167
-2.891550
-2.582846

Null Hypothesis: D(GOLD) has a unit root

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

Null Hypothesis: D(USD_VND) has a unit
root

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level
5% level
10%
level

t-Statistic

Prob.*

-6.345212

0.0000

-3.500669
-2.892200
-2.583192

Null Hypothesis: D(CPI) has a unit root

t-Statistic

Prob.*

-11.34245

0.0000

-3.499167
-2.891550
-2.582846

Augmented Dickey-Fuller test
statistic
Test critical
values:
1% level

5% level
10%
level

t-Statistic

Prob.*

-10.21871

0.0000

-3.500669
-2.892200
-2.583192

Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi sai phân bậc nhất
Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy các chuỗi gian ban đầu gồm VNINDEX, USD_VND,
GOLD không dừng, nhưng sau khi lấy sai phân bậc nhất, chúng ta thu được các chuỗi thời gian
dừng. Còn chuỗi CPI ban đầu đã dừng, tuy nhiên để thuận tiện khi phân tích mơ hình, tác giả vẫn
sử dụng biến sai phân bậc nhất của CPI, tất nhiên vẫn là chuỗi dừng. Các kết quả này phù hợp với
những dự đốn ban đầu từ các Hình 1 và 2.
Tiếp theo, chúng ta thực hiện thống kê mô tả cho thấy các biến đều có độ lệch chuẩn cao, thể
hiện sự biến động mạnh của các biến này. Giá trị thống kê Jarque-Bera ở mức cao cho thấy rằng
các chuỗi đều khơng có phân phối chuẩn.
DVNINDEX
4.797551
10.54500
126.1200
-124.2000

36.05282
-0.287391
5.739297

DUSD_VND
37.82143
4.000000
1380.000
-250.0000
180.5782
4.667759
33.72517

DGOLD
-0.176531
-4.600000
200.2000
-208.1000
65.61184
0.082687
4.237565

DCPI
-0.019898
0.030000
1.570000
-1.510000
0.528108
-0.276731
4.222677

Jarque-Bera
Probability

31.98933
0.000000

4210.684
0.000000

6.365570
0.041470

7.355149
0.025284

Sum
Sum Sq. Dev.

470.1600
126081.2

3706.500
3163024.

-17.30000
417576.6

-1.950000
27.05310

Observations

98

98

98

98

Mean
Median
Maximum
Minimum
Std. Dev.
Skewness
Kurtosis

Bảng 3. Thống kê mô tả các sai phân của từng biến


HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

99

Bước tiếp theo, cần xác định độ trễ tối ưu cho mô hình ARDL. Đây là một cơng đoạn quan
trọng trước khi ước lượng mơ hình ARDL. Cách truyền thống để lựa chọn độ trễ tối ưu là ước
lượng mơ hình ARDL nhiều lần với các trễ giảm dần đến 0. Trong số các mơ hình ARDL được ước
lượng, chúng ta lựa chọn mơ hình nào có giá trị tiêu chuẩn thơng tin Hannan-Quin nhỏ nhất. Trong

bài báo này, tác giả thử các trễ đến tối đa bậc 10 và lựa chọn được mơ hình được khuyến nghị theo
tiêu chuẩn Hannan-Quin là mơ hình ARDL(3,0,0,0). Hình 3 sau đây chỉ minh họa tiêu chuẩn cho
20 mơ hình có kết quả tốt hơn cả, trong đó có mơ hình tốt nhất nói trên.
Hannan-Quinn Criteria (top 20 models)
10.14
10.13
10.12
10.11
10.10
10.09
10.08
10.07

ARDL(3, 1, 1, 0)

ARDL(3, 1, 0, 1)

ARDL(3, 0, 0, 2)

ARDL(3, 2, 0, 0)

ARDL(3, 0, 1, 1)

ARDL(1, 0, 1, 0)

ARDL(1, 1, 0, 0)

ARDL(3, 0, 2, 0)

ARDL(1, 0, 0, 1)

ARDL(4, 0, 1, 0)

ARDL(4, 1, 0, 0)

ARDL(4, 0, 0, 1)

ARDL(2, 0, 0, 0)

ARDL(5, 0, 0, 0)

ARDL(3, 1, 0, 0)

ARDL(3, 0, 1, 0)

ARDL(3, 0, 0, 1)

ARDL(1, 0, 0, 0)

ARDL(4, 0, 0, 0)

ARDL(3, 0, 0, 0)

10.06

Hình 3. Minh họa tiêu chuẩn Hann-Quin cho 20 mơ hình tốt nhất
Kết quả ước lượng mơ hình ARDL được trình bày trong Bảng 4 sau đây.
Dependent Variable: DVNINDEX
Method: ARDL
Sample (adjusted): 2011M05 2019M03

Included observations: 95 after adjustments
Maximum dependent lags: 10 (Automatic selection)
Model selection method: Hannan-Quinn criterion (HQ)
Dynamic regressors (10 lags, automatic): DUSD_VND DGOLD DCPI
Fixed regressors: C
Number of models evalulated: 13310
Selected Model: ARDL(3, 0, 0, 0)
Note: final equation sample is larger than selection sample
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.*

DVNINDEX(-1)
DVNINDEX(-2)
DVNINDEX(-3)
DUSD_VND
DGOLD
DCPI
C

0.116793
0.190174
-0.235045
-0.068977

0.052720
2.707796
6.787416

0.101092
0.103218
0.102963
0.031453
0.056979
7.201455
3.759462

1.155312
1.842447
-2.282813
-2.193032
0.925255
0.376007
1.805422

0.2511
0.0688
0.0249
0.0309
0.3574
0.7078
0.0744

R-squared
Adjusted R-squared

S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.132235
0.073070
34.81470
106661.5
-468.4173
2.234999
0.047015

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

5.270316
36.16089
10.00878
10.19696
10.08482
1.970579

Bảng 4. Kết quả ước lượng mơ hình ARDL(3,0,0,0)

100

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

Tuy mơ hình ARDL (3,0,0,0) là mơ hình tốt nhất trong số các mơ hình theo tiêu chuẩn
Hannan-Quin, nhưng có thể nhận thấy, sau khi ước lượng, có một hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa
thống kê ở mức ý nghĩa 5%, đó là DVNI(-1), DGOLD, DCPI. Chúng ta có thể ước lượng lại mơ
hình, sau khi bỏ các biến này khỏi mơ hình, như trong Bảng 5.
Dependent Variable: DVNINDEX
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 2011M05 2019M03
Included observations: 95 after adjustments
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

DVNINDEX(-2)
DVNINDEX(-3)
DUSD_VND
C

0.190149
-0.224593

-0.070559
7.174654

0.100534
0.100711
0.031318
3.714846

1.891399
-2.230075
-2.252991
1.931346

0.0618
0.0282
0.0267
0.0566

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.108818
0.079439
34.69489
109539.9

-469.6821
3.703865
0.014488

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat

5.270316
36.16089
9.972255
10.07979
10.01571
1.745964

Bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình DVNI sau khi bỏ một số biến
Sau khi xác định được các nhân tố tác động đến biến động của chỉ số thị trường chứng khoán
như khuyến nghị của mơ hình. Trước khi phân tích kết quả, bước tiếp theo, chúng ta cần kiểm định
mơ hình ARDL(3,0,0,0) ở trên.
Trước tiên, cần kiểm định phần dư của mơ hình khơng mắc khuyết tật tự tương quan, nhờ
kiểm định nhân tử Lagrange (Lagrang Multiplier, viết tắt là LM) như trong Bảng 6.
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM
Test:
F-statistic
Obs*Rsquared

0.244492

Prob. F(1,87)
Prob. Chi0.266226 Square(1)

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM
Test:
0.6222
0.6059

F-statistic
Obs*Rsquared

0.809318

Prob. F(2,86)
Prob. Chi1.754998 Square(2)

0.4485
0.4158

Bảng 6. Kiểm định LM về hiện tượng tự tương quan của phần dư của mơ hình ARDL
Như vậy, mơ hình ARDL(3,0,0,0) có phần dư khơng mắc khuyết tật tự tương quan bậc 1 hay
bậc 2.
Kết quả kiểm định dạng hàm Ramsey RESET như trong Bảng 7 thể hiệndạng hàm là phù hợp.


HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

101

Ramsey RESET Test
Equation: UNTITLED
Specification: DVNINDEX DVNINDEX(-1) DVNINDEX(-2) DVNINDEX(3)
DUSD_VND DGOLD DCPI C
Omitted Variables: Squares of fitted values
Value
0.879002
0.772645

t-statistic
F-statistic

df
87
(1, 87)

Probability
0.3818
0.3818

Bảng 7. Kết quả kiểm định dạng hàm
Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình được thực hiện nhờ tổng tích lũy của phần dư
(CUSUM: Cumulative Sum of Recursive Residuals). Kết quả trong Hình 4 cho thấy tổng tích lũy
của phần dư nằm trong dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết luận phần dư của mơ
hình có tính ổn định và vì thế mơ hình là ổn định.
30
20
10
0
-10

-20
-30
2011 2012

2013

2014
CUSUM

2015

2016

2017

2018

2019

5% Significance

Hình 4. Minh họa tổng tích lũy của phần dư và khoảng tin cậy 5%
Như vậy, mơ hình ARDL(3,0,0,0) là phù hợp để mô tả tác động của một số chỉ số kinh tế vĩ
mô đến chỉ số thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả cho thấy, trong ngắn hạn, chỉ số của thị
trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong quá khứ của chính nó trong
3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số liệu này,
khơng tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường chứng
khoán.
Tiếp theo, để xem trong dài hạn có tồn tại mối quan hệ cân bằng một số chỉ số kinh tế vĩ mô
đến chỉ số thị trường chứng khốn Việt Nam hay khơng, chúng ta thực hiện kiểm định đồng tích

hợp. Kết quả khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp được trình bày trong Bảng 8.


102

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

ARDL Bounds Test
Sample: 2011M05 2019M03
Included observations: 95
Null Hypothesis: No long-run relationships exist
Test Statistic
F-statistic

Value

k

8.207305

3

I0 Bound

I1 Bound

2.72
3.23
3.69
4.29

3.77
4.35
4.89
5.61

Critical Value Bounds
Significance
10%
5%
2.5%
1%

Bảng 8. Kết quả kiểm định mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến
Trong kiểm định Bound, giá thị thống kê đều lớn hơn các giá trị tới hạn ở các mức khác nhau
thể hiện rằng tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp giữa các biến, hay quan hệ cân bằng dài hạn giữa
các biến. Phương trình thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến đó là:
Cointeq = DVNINDEX - (-0.0743*DUSD_VND + 0.0568*DGOLD + 2.9176*DCPI + 7.3134 )
Nghĩa là, trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị
trường chứng khoán, sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng lại có quan hệ cùng chiều
với biến động của chỉ số thị trường chứng khoán.
5. KẾT LUẬN
Nghiên cứu này đã cung cấp những bằng chứng thực nghiệm về các nhân tố ảnh hưởng đến
lợi suất của chỉ số thị trường chứng khốn. Kết quả phân tích hồi quy cho thấy, trong ngắn hạn, chỉ
số của thị trường chứng khoán Việt Nam bị ảnh hưởng bởi những biến đổi trong q khứ của chính
nó trong 3 ngày gần nhất và bị ảnh hưởng bởi tỷ giá USD/VND ngay lập tức (trong ngày). Với số
liệu này, khơng tìm thấy tác động trong ngắn hạn của giá vàng và chỉ số CPI đến chỉ số thị trường
chứng khốn. Cịn trong dài hạn, tỷ giá USD/VND có quan hệ ngược chiều với lợi suất chỉ số thị
trường chứng khoán, sự biến động của giá vàng và chỉ số giá tiêu dùng thì có quan hệ cùng chiều
với biến động của chỉ số thị trường chứng khoán. Trong thực tế, tỷ suất sinh lời của các cổ phiếu có

thể cịn bị ảnh hưởng bởi nhiều nhân tố khác. Đây là hạn chế của nghiên cứu này và cũng là khía
cạnh nghiên cứu khá hấp dẫn mà các nghiên cứu tiếp theo nên tập trung vào.


HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TỒN CẦU HĨA

103

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1.Al- Qenae, Rashid, Carmen Li và Bob Wearing (2002), “The information content of
earnings on stock price: The Kuwait Stock Exchange”, Multinational Finance Journal, 6(3), trang
197-221.

2.Al-Tamimi, Hussein (2007), “Factors affecting stock price in the UAE financial markets”,
The Business Review, 5(2), trang 225-223.

3.Aurangzeb (2012), “Factors affecting performance of stock market: Evidence from South
Asian countries”, International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences,
2(9), trang 1-15.

4.Eita, Joel Hinaunye (2012), “Modelling macroeconomic determinants of stock market
prices: Evidence from Namibia”, The Journal of Applied Business Research, 28(5), trang 871-884.

5.Fama, Eugene F. (1970), “Efficient capital markets: A review of theory and empirical
work”, Journal of Finance, 25, trang 383-417.

6.Hussainey, Khaled và Le Khanh Ngoc (2009), “The impact of macroeconomic indicators
on Vietnamese stock prices”, Journal of Risk Finance, 10(4), trang 321-332.

7.Liu, Ming-Hua và Keshab Shrestha (2008), “Analysis of the long-term relationship between
macroeconomic variables and the Chinese stock market using heteroscedastic cointegration”,
Managerial Finance, 34, trang 744-755.

8.Mehr-un-Nisa và Mohammad Nishat (2012), “The determinants of stock prices in Pakistan”,
Asian Economic and Financial Review, 1(4), trang 276-291.

9.Pesaran, M. H. ; Shin, Y. and Smith, R. J. (1996), “Testing for the Existence of a Long-run
Relationship”, Working paper.

10.Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013), “Phân tích tác động của
các nhân tố kinh tế vĩ mô đến thị trường chứng khốn Việt Nam”, Tạp chí Phát triển và hội nhập,
8, trang 34-41.

11. Trương Đông Lộc (2014), “Các nhân tố ảnh hưởng đến sự thay đổi giá cổ phiếu niêm yết
trên sàn thành phố Hồ Chí Minh”, Tạp chí khoa học trường Đại học Cần Thơ, số 33, trang 72-78.

12.Tsoukalas, Domitrios (2003), “Macroeconomic factors and stock prices in the emerging
Cypriot equity market”, Managerial finance, 29, trang 87-92.

13.Uddin, Reaz, Zahidur Rahman và Rajib Hossain (2013), “Determinants of stock
prices in financial sector companies in Bangladesh: A study on Dhaka Stock Exchange (DSE)”,
Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 5(3), trang 471-480.