Chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán ở Việt Nam.pdf

1. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH
TRẦN THỊ NGUYỆT CHÂU
CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ, TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ
GIÁ CHỨNG KHOÁN Ở VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 8340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHÓA HỌC:
PGS.TS. NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG
Tp.Hồ Chí Minh – Năm 2018

2. LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan đề tài “Chính sách tiền tệ, tỷ giá hối đoán và giá chứng
khoán ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn khóa
học của PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang. Các số liệu và nội dung trong bài nghiên
cứu là hoàn toàn trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ phương trình
nào khác.
Tác giả luận văn
Trần Thị Nguyệt Châu

3. MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC CÁC BẢNG
DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ, HÌNH VẼ
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI.............................................................1
1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu.......................................................................... 1
1.2 Mục tiêu nghiên cứu............................................................................. 2
1.3 Phạm vi nghiên cứu..............................................................................2
1.4 Phương pháp nghiên cứu......................................................................2
1.5 Kết cấu đề tài........................................................................................3
CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC
ĐÂY ..................................................................................................................4
2.1 Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ tỷ giá hối đoái, giá chứng
khoán và CSTT. ............................................................................................ 4
2.1.1 CSTT tác động lên giá chứng khoán: .........................................4
2.1.2 Chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái........................................... 7
2.1.3 Giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái..........................................10
2.2 Những biến động về tỷ giá, lãi suất và chỉ số VN-Index tại Việt Nam
trong thời gian nghiên cứu từ năm 2004 đến nay. ......................................14
2.2.1 Lãi suất: ....................................................................................14
2.2.2 Tỷ giá VND/USD.......................................................................17
2.2.3 Chỉ số VN-Index........................................................................19
2.2.4 Biến động của tỷ giá và chỉ số VN-Index..................................21
2.2.5 Biến động của lãi suất và chỉ số VN-Index...............................22
2.2.6 Biến động của lãi suất và tỷ giá................................................24

4. CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU ...............25
3.1 Dữ liệu và các biến.............................................................................25
3.2 Mô hình nghiên cứu............................................................................26
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ 31
4.1 Thống kê mô tả dữ liệu:......................................................................31
4.2 Một số kiểm định mô hình: ................................................................32
4.2.1 Kiểm định tính dừng: ................................................................32
4.2.2 Kiểm định độ trễ cho mô hình...................................................32
4.2.3 Kiểm định tính ổn định của mô hình:........................................34
4.2.4 Kiểm định tự tương quan ..........................................................36
4.2.5 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi của mô hình..........36
4.2.6 Kiểm định Granger ...................................................................37
4.3 Ước lượng mô hình SVAR.................................................................38
4.4 Phân tích hàm phản ứng xung ............................................................39
4.4.1 Phản ứng của giá chứng khoán khi có cú sốc chính sách tiền tệ:
39
4.4.2 Phản ứng của giá chứng khoán khi bị tác động bởi tỷ giá:......40
4.4.3 Phản ứng của tỷ giá khi bị tác động bởi CSTT: .......................43
4.4.4 Phản ứng của tỷ giá, giá chứng khoán, CSTT khi bị tác động bởi
sản lượng và lạm phát.............................................................................44
4.5 Phân rã phương sai biến tỷ giá, giá chứng khoán, lãi suất liên ngân
hàng 47
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN ............................................................................52
5.1 Kết luận...............................................................................................52
5.2 Hạn chế của đề tài...............................................................................54
5.3 Hướng nghiên cứu điếp theo: .............................................................54
DANH MỤC CÁC TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC

5. DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
CSTT: Chính sách tiền tệ
CPI: Chỉ số giá tiêu dùng
NĐT Nhà đầu tư
NHNN: Ngân hàng Nhà nước
NHTM Ngân hàng thương mại
NHTW: Ngân hàng Trung ương
TCTD: Tổ chức tín dụng
TTCK: Thị trường chứng khoán
SVAR: Mô hình vector tự hồi quy cấu trúc
(Structural Vector Autogregression)
VAR: Mô hình vector tự hồi quy
(Vector Autogregression)

6. DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ, HÌNH VẼ
Hình 2.1 Biểu đồ biến động tỷ giá và chỉ số VN-Index từ năm 2004 đến 2018
Hình 2.2 Biểu đồ biến động lãi suất và chỉ số VN-Index từ năm 2004 đến 2018
Hình 2.3 Biểu đồ biến động lãi suất và tỷ giá từ năm 2004 đến 2018
Hình 4.1 Phản ứng của chứng khoán khi có cú sốc CSTT
Hình 4.2 Phản ứng của giá chứng khoán trước cú sốc tỷ giá
Hình 4.3 Phản ứng của tỷ giá khi bị tác động bởi CSTT
Hình 4.4 Phản ứng của giá chứng khoán khi bị tác động bởi sản lượng,lạm
phát
Hình 4.5 Phản ứng của tỷ giá khi bị tác động bởi sản lượng và lạm phát
Hình 4.6 phản ứng của CSTT khi có cú sốc từ sản lượng, lạm phát

7. DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 2.1Tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm
Bảng 4.1 Thống kê mô tả dữ liệu
Bảng 4.2 Kiểm định tính dừng của các biến
Bảng 4.3 Kiểm định độ trễ của các biến
Bảng 4.4 So sánh kết quả mô hình VAR
Bảng 4.5 Kiểm định tính ổn định
Bảng 4.6 Kiểm định tự tương quan LM test
Bảng 4.7 Kiểm định White Heteroskedasticit
Bảng 4.8 Kiểm định nhân quả Granger
Bảng 4.9 Ước lượng ma trận
Bảng 4.10 Phân rã phương sai các biến

8. 1
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI
1.1 Đặt vấn đề nghiên cứu
Tháng 1/2007, Việt Nam chính thức trở thành thành viên của WTO. Đây được
xem như dấu mốc quan trọng đánh dấu sự trưởng thành của nền kinh tế Việt Nam
kể từ sau đổi mới năm 1986. Trở thành thành viên của WTO mang lại cơ hội thúc
đẩy kinh tế Việt Nam phát triển, tuy nhiên nó cũng đặt ra nhiều thách thức cho
chúng ta. Việc tăng trưởng luôn phải đi liền với lạm phát, tỷ giá, thất nghiệp… đòi
hỏi chúng ta phải có những biện pháp giải quyết sao cho phù hợp. Linh hoạt, nhanh
chóng hơn hết là các biện pháp đến từ chính sách tiền tệ (CSTT). CSTT (Monetary
Policy) luôn đóng vai trò quan trọng trong thực thi chính sách của mỗi quốc gia vì
CSTT giúp thúc đẩy nền kinh tế phát triển bền vững. CSTT luôn có những tác động
rõ nét đến nền kinh tế nói chung và thị trường chứng khoán nói riêng, thể hiện qua
lãi suất, tín dụng, tỷ giá....Thông qua đó hướng đến mục tiêu của CSTT là ổn định
lạm phát và tạo công ăn việc làm cho người dân.
Do đó để có một CSTT phù hợp thì các nhà làm chính sách cần có sự hiểu biết
về cơ chế và tầm quan trọng, đặc điểm của từng kênh truyền dẫn và ảnh hưởng của
mỗi kênh đến nền kinh tế. Ở góc độ lý thuyết thì Mishkin(1996) là một trong những
nhà kinh tế đầu tiên nghiên cứu về kênh truyền dẫn của CSTT. Ông đã phát hiện ra
kênh truyền dẫn tiền tệ khác là kênh tín dụng; tỷ giá; giá cổ phiếu bên cạnh kênh
truyền dẫn lãi suất theo quan điểm của nhà kinh tế Keynes.
Ở một khía cạnh khác thị trường chứng khoán giữ vai trò hết sức quan trọng
trong hệ thống tài chính của mỗi quốc gia và giá cổ phiếu là yếu tố được các nhà
đầu tư đặc biệt quan tâm khi quyết định đầu tư . Có thể nói thị trường chứng khoán
là một kênh huy động vốn không thể thiếu đối với các doanh nghiệp trong nước và
là kênh đầu tư thu hút được các nhà đầu tư nước ngoài. Thị trường chứng khoán giữ
vai trò hết sức quan trọng trong hệ thống tài chính của mỗi quốc gia. Thị trường
chứng khoán Việt Nam giao dịch phiên đầu tiên vào tháng 7/2000. Trãi qua gần 20
năm phát triển TTCK Việt Nam đã không ngừng hoàn thiện về cấu trúc và quy mô.

9. 2
Góp phần hoàn thiện nền kinh tế thị trường và thúc đẩy hội nhập kinh tế, trở thành
kênh dẫn vốn quan trọng của nền kinh tế .
Đã có nhiều bài nghiên cứu trên thế giới và ở Việt Nam về mối quan hệ giữa
CSTT và giá chứng khoán; giữa CSTT và tỷ giá. Tuy nhiên các kết quả nghiên cứu
là không đồng nhất giữa các quốc gia. Do đó tác giả chọn đề tài “Chính sách tiền
tệ, tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán ở Việt Nam” để nghiên cứu nhằm góp phần
củng cố và làm rõ tác động của biến lãi suất liên ngân hàng – đại diện cho CSTT lên
thị trường chứng khoán, tỷ giá và mối quan hệ giữa giá chứng khoán - tỷ giá của
Việt Nam.
1.2 Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu tổng quát của bài nghiên cứu là xem xét mối quan hệ giữa CSTT, tỷ
giá, giá chứng khoán ở thị trường Việt Nam. Từ mục tiêu này các câu hỏi nghiên
cứu đặt ra như sau:
Tác động của lãi suất liên ngân hàng đến thị trường chứng khoán Việt Nam
như thế nào?
Tác động của lãi suất liên ngân hàng đến tỷ giá hối đoái như thế nào?
Phản ứng của giá chứng khoán khi có cú sốc từ tỷ giá như thế nào?
Phản ứng của lãi suất liên ngân hàng, giá chứng khoán và tỷ giá khi có cú sốc
từ sản lượng và lạm phát như thế nào?
1.3 Phạm vi nghiên cứu
Bài nghiên cứu xém xét quan hệ của CSTT, tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán
Việt Nam, cụ thể là chỉ số chứng khoán VN-Index trong khoản thời gian từ tháng
01/2004 đến tháng 3/2018.
1.4 Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng 05 biến gồm: lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 3 tháng;
chỉ số sản xuất công nghiệp(IIP); chỉ số giá tiêu dùng (CPI), tỷ giá hối đoái
VND/USD; giá chứng khoán VN-Index với dữ liệu theo tháng. Đồng thời sử dụng
phương pháp SVAR để ước lượng sự tương tác giữa các biến và phản ứng của các
biến khi có cú sốc từ biến khác. Bên cạnh đó, sử dụng hàm phản ứng xung (IRF) và

10. 3
phân rã phương sai để đánh giá các cú sốc được tính từ phương pháp định lượng
nêu trên.
1.5 Kết cấu đề tài
Chương 1: Giới thiệu đề tài
Trình bày tổng quan về bài luận văn: lý do chọn đề tài; muc tiêu nghiên cứu;
phương pháp nghiên cứu, nội dung nghiên cứu.
Chương 2: Cơ sở lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm
Trình bày cơ sơ lý thuyết về CSTT.
Các nghiên cứu thực nghiệm ở thế giới và Việt Nam về quan hệ giữa CSTT; tỷ
giá và thị trường chứng khoán;
Chương 3: Dữ liệu, phương pháp nghiên cứu
Trình bày các biến nghiên cứu, dữ liệu nghiên cứu, mô hình định lượng.
Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận kết quả
Tổng quát lại kết quả nghiên cứu và so sánh với kết quả nghiên cứu tương tự
tại Việt Nam và trên thế giới.
Chương 5: Kết luận
Tóm tắt kết quả nghiên cứu đồng thời đưa ra kết luận, kiến nghị và hạn chế
của đề tài.

11. 4
CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1 Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ tỷ giá hối đoái, giá chứng
khoán và CSTT.
2.1.1 CSTT tác động lên giá chứng khoán:
Theo Smirlock & Yawitz (1985), bắt nguồn từ mô hình chiết khấu cổ phần để
định giá cổ phiếu, CSTT ảnh hưởng đến lãi suất thị trường được dự đoán sẽ ảnh
hưởng đến giá cổ phiếu thông qua hai kênh chính: Đầu tiên là CSTT thắt chặt có thể
được thực hiện thông qua việc tăng lãi suất chính sách, cuối cùng sẽ dẫn đến sự gia
tăng lãi suất thị trường được các nhà đầu tư sử dụng trong mô hình chiết khấu dòng
tiền để định giá. Kênh thứ hai là thông qua tác động của nó đến kỳ vọng của các
khoản tiền mặt tương lai như thu nhập của các công ty. Trong chừng mực nào đó,
sự thắt chặt tiền tệ có thể ảnh hưởng đến hoạt động kinh tế thực sự, nó sẽ ảnh hưởng
đến tiềm năng thu nhập trong tương lai của công ty.
Bernanke và Gertler (1995) giải thích thì việc tăng lãi suất gây ra bởi thắt chặt
tiền tệ có thể làm giảm tiền mặt ròng của công ty do sự sụt giảm chi tiêu của người
tiêu dùng, giảm tổng cầu trong khi tiền lãi vay lại tăng. Điều này buộc các công ty
phải hủy bỏ hoặc trì hoãn cơ hội đầu tư ban đầu và do đó làm giảm thu nhập tiềm
năng trong tương lai của công ty. Mặt khác, tình trạng tiền tệ thắt chặt có thể hạn
chế việc cung cấp tín dụng của các ngân hàng thương mại cho doanh nghiệp.
Theo Hamburger và Kochin (1972) và Mishkin (1996), việc áp dụng chính
sách hạn chế thanh khoản cũng ảnh hưởng đến giá cổ phiếu. Vì chính sách tiện tệ
thắt chặt nên người dân buộc phải bán tài sản(trong đó có cổ phiếu) để đảm bảo
lượng tiền mặt nắm giữ, từ đó làm giảm giá chứng khoán.
Trên thế giới và tại Việt Nam đã có nhiều nghiên cứu thức nghiệm ở nhiều
quốc gia nhằm cũng cố cho mối quan hệ ngược chiều giữa lãi suất và giá chứng
khoán như:

12. 5
Thị trường chứng khoán Kuwait trong giai đoạn 1981-1997 trong nghiên cứu
của nhóm tác giả Al-Qenae, Rashid, Carmen Li và Bob Wearing (2002) cho thấy
giá cổ phiếu có mối quan hệ ngược chiều với lãi suất và lạm phát.
Nghiên cứu thực nghiệm của Bernanke và Kuttner (2005) đã thấy rằng CSTT
ảnh hưởng đến giá cổ phiếu thông qua phần bù rủi ro của cổ phiếu. Những kỳ vọng
lờ mờ của một cuộc suy thoái do điều kiện thắt chặt tiền tệ có thể khiến các NĐT
xem các cổ phiếu như các khoản đầu tư mạo hiểm, đặc biệt là với sự biến động tăng
lên trong thời kỳ suy thoái. Để bù đắp cho phần rủi ro tăng thêm, các nhà đầu tư sẽ
yêu cầu mức lợi nhuận cao hơn mà chỉ có thể đạt được thông qua giá cổ phiếu thấp
hơn.
Al-Qenae, Rashid, Carmen Li và Bob Wearing (2002) trong đề tài “The
information content of earnings on stock price: The Kuwait Stock Exchange” đã đo
lường ảnh hưởng của các yếu tố như lợi nhuận trên mỗi cổ phần (EPS), tổng sản
phẩm quốc dân (GNP), lạm phát và lãi suất đến các cổ phiếu niêm yết trên thị
trường chứng khoán Kuwait trong giai đoạn 1981-1997. Kết quả cho thấy giá cổ
phiếu với EPS và GNP có mối quan hệ cùng chiều nhưng có mối quan hệ ngược
chiều với lãi suất và lạm phát.
Khi nghiên cứu mối liên hệ giữa giá chứng khoán của thị trường chứng khoán
Bogota và lãi suất cho vay liên ngân hàng, nhóm tác giả gồm Luis Eduardo Arango,
Andrés González, và Carlos Esteban Posada (2002) với dữ liệu theo ngày từ tháng 1
năm 1994 tới tháng 12 năm 2000 với mô hình GARCH cho thấy không tồn tại mối
quan hệ giữa hai biến này.
Joel Hinaunye Eita (2012) sử dụng mô hình VECM để nghiên cứu mối quan
hệ của các nhân tố vĩ mô đến thị trường chứng khoán Namibia với các biến là giá
chứng khoán; cung tiền; giá cả (lạm phát); thu nhập (GDP); tỷ giá; lãi suất từ quý
1/1998 đến quý 4/2009.Kết quả cho thấy giá chứng khoán ở Namibia được xác định
bởi GDP; tỷ giá; lạm phát; lãi suất; cung tiền. Cụ thể, một sự gia tăng trong cung
tiền, GDP sẽ làm tăng giá chứng khoán trong khi gia tăng lạm phát và lãi suất làm
giảm giá chứng khoán.

13. 6
Imad Zeyad Ramadan (2015) nghiên cứu tác động của các yếu tố vĩ mô đến
giá cổ phiếu của 77 công ty Công nghiệp ở Jordan trong thời gian từ năm 2000 đến
2014. Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy lãi suất và lạm phát tác động ngược
chiều lên giá chứng khoán trong khi cung tiền và GDP là tác động cùng chiều lên
giá chứng khoán.
AAMD Amarasinghe (2015) sử dụng kiểm định Granger và ADF để kiểm tra
mối quan hệ giữa giá chứng khoán và lãi suất ở Sri Lanka từ tháng 01/2007 đến
12/2013. Kết quả, tác giả tìm thấy mối quan hệ một chiều từ lãi suất lên giá chứng
khoán và đó là mối quan hệ ngược chiều.
Ở Việt Nam, Nguyễn Phúc Cảnh với đề tài “Truyền dẫn của CSTT qua kênh
giá tài sản tài chính: nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam” đăng trên Phát triển và
hội nhập tháng 12/2014. Bằng mô hình SVAR và dữ liệu các biến trong khoản thời
gian từ 2003-2012 đã nghiên cứu kênh truyền dẫn của CSTT qua kênh giá tài sản tài
chính với các biến gồm: Chỉ số hàng hóa thế giới; tỷ giá hối đoái danh nghĩa; sản
xuất công nghiệp; chỉ số giá tiêu dùng; lãi suất ngắn hạn; cung tiền; chỉ số thị
trường chứng khoán. Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy: CSTT có tác động
mạnh đến chỉ số VN –Index, HNX – Index thông qua cung tiền và lạm phát. Đồng
thời chỉ số VN – Index phản ứng không rõ ràng với lãi suất điều hành của NHNN
Việt Nam, sản lượng công nghiệp Việt Nam và các cú sốc giá dầu thế giới.
Nhóm tác giả Huỳnh Thị Cẩm Hà, Lê Thị Lanh, Lê Thị Hồng Minh và Hoàng
Thị Phương Anh (2014) với đề tài “Kiểm định các nhân tố vĩ mô tác động lên thị
trường chứng khoán Việt Nam” sử dụng mô hình ECM để xác định mối quan hệ
trong ngắn hạn và VECM để kiểm tra mối quan hệ trong dài hạn của các biến gồm
cung tiền; tỷ giá hối đoái; lãi suất cho vay;giá trị sản lượng công nghiệp; chỉ số giá
tiêu dùng đến thị trường chứng khoán Việt Nam từ 2001 đến năm 2013. Kết quả
cho thấy giá chứng khoán có mối quan hệ cùng chiều với cung tiền và giá trị sản
lượng công nghiệp và có mối quan hệ ngược chiều với lãi suất cho vay và CPI.
Nhóm tác giả gồm Dương Ngọc Mai Phương; Vũ Thị Phương Anh, Đỗ Thị
Trúc Đào, Nguyễn Hữu Tuấn (2015) với đề tài nghiên cứu “Tác động của Chính

14. 7
sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán:bằng chứng tại Việt nam” . Bằng mô hình
SVAR, nghiên cứu gồm các biến như: đại diện cho biến ngoại sinh là lãi suất chính
sách của Mỹ, các biến đại diện cho nền kinh tế trong nước gồm: lãi suất, lạm phát,
sản lượng công nghiệp, cung tiền, và giá chứng khoán. Nghiên cứu cho thấy kết quả
rằng thị trường chứng khoán Việt Nam chịu ảnh hưởng lớn từ CSTT. Việc mở rộng
hay thắt chặt CSTT sẽ làm cho thị trường chứng khoán giảm xuống hay tăng lên
tương ứng.
Tác giả Thân Thị Thu Thủy và Võ Thị Thùy Dương (2015) đã có bài nghiên
cứu “Sự tác động của các nhân tố vĩ mô đến các chỉ số giá cổ phiếu tại HOSE”.
Không chỉ xem xét, đánh giá tác động đến chỉ số VN-Index nói chung mà tác giả
còn xem xét tác động đến các nhóm chỉ số như: VNMidcap-Index, VN30-Index,
VNSmallcap-Index, VN100-Index, VNAllshare-Index. Kết quả sau khi tác giả
nghiên cứu hồi quy cho thấy trong dài hạn giá trị sản lượng công nghiệp có tác động
tích cực đến hầu hết các chỉ số giá cổ phiếu tại HOSE trong khi tỷ giá hối đoái, lãi
suất; chỉ số giá cổ phiếu tại HOSE; cung tiền thì nhận tác động tiêu cực từ lạm phát.
2.1.2 Chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái
Một kênh tài sản khác cũng có vai trò không kém phần quan trọng trong việc
xây dựng CSTT là tỷ giá hối đoái. Tương tự như giá cổ phiếu, mối quan hệ giữa
CSTT và tỷ giá hối đoái là nội sinh. CSTT ảnh hưởng trực tiếp đến tỷ giá hối đoái.
Khi CSTT thắt chặt làm tăng lãi suất, làm cho tiền gửi bằng đồng nội tệ hấp dẫn
hơn đồng ngoại tệ, từ đó làm tăng nguồn vốn đầu tư vào nội tệ. Do đó làm tăng cầu
về nội tệ, giá nội tệ tăng tức tỷ giá giảm.
Chow(2004) nghiên cứu các kênh truyền dẫn CSTT ở Singapore bằng cách sử
dụng tỷ giá hối đoái thực. Nghiên cứu chứng minh sản lượng phản ứng với cú sốc
CSTT thắt chặt đồng thời cho thấy kênh truyền dẫn tỷ giá có tác động mạnh hơn
kênh lãi suất trong việc truyền dẫn những cú sốc của CSTT.
Poddar, Khachatryan, và Sab (2006) xem xét các kênh truyền dẫn ở Jordan
qua phương pháp SVAR gồm: kênh tỷ giá hối đoái; kênh lãi suất; kênh giá tài sản

15. 8
và kênh tín dụng. Tác giả nhận thấy CSTT nói chung là không hiệu quả trong việc
ảnh hưởng đến sản lượng, tỷ giá hối đoái hoặc giá tài sản.
Mô hình VECTO hiệu chỉnh sai số (VECM) được Caporale (2002) sử dụng với
dữ liệu chuỗi thời gian dài từ 1991-2001 của các quốc gia châu Á gồm: Thái Lan;
Hàn Quốc; Indonesia; Philippines để kiểm tra ảnh hưởng của của việc thắt chặt tiền
tệ lên tỷ giá hối đoái trong cuộc khủng hoảng Châu Á. Kết quả nghiên cứu của tác
giả cho thấy chính sách thắt chặt tiền tệ giúp bảo vệ tỷ giá hối đoái trong thời kỳ
hòa bình và ngược lại trong thời kỳ khủng hoảng.
Ngoài ra tỷ giá hối đoái còn có tác động đáng kể đến giá tiêu dùng, đặc biệt ở
các nền kinh tế mở nhỏ. Một sự giảm giá của đồng nội tệ sẽ làm cho hàng hóa và
hàng nhập khẩu trở nên đắt hơn. Giá nguyên liệu đầu vào nhập khẩu cũng tăng lên
làm tăng chi phí sản xuất nên có thể dẫn đến một mức giá tiêu dùng cao hơn. Nhu
cầu của người dân đối với hàng hóa trong nước ngày càng cao hơn để thay thế cho
các hàng hóa nước ngoài trở nên đắt đỏ, đồng thời nhu cầu của nước ngoài đối với
hàng hóa trong nước càng tăng thêm. Do đó, tùy thuộc vào mức độ lạm phát, tỷ giá
hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc xác định CSTT đặc biệt là ở các nền
kinh tế mở nhỏ.
Al-Mashat và Billmeier (2008) sử dụng mô hình VAR để kiểm tra hiệu quả
của việc truyền dẫn CSTT ở Ai Cập thông qua các kênh như: kênh lãi suất; kênh tỷ
giá; kênh giá tài sản; kênh tín dụng trong khoảng thời gian từ tháng 01/1996 đến
tháng 6/2005. Nghiên cứu cho thấy kết quả trong truyền dẫn CSTT ở Ai Cập thì
kênh tỷ giá đóng vai trò rất lớn trong khi đó các kênh khác như giá tài sản và tín
dụng ngân hàng là khá yếu.
Với mô hình BSVAR, Rokon Bhuiyan (2012) sử dụng dữ liệu theo tháng từ
1994 đến 2007 để nghiên cứu việc truyền dẫn CSTT ở Canada, một nền kinh tế mở
nhỏ với dữ liệu theo tháng từ năm 1994 đến 2007. Bài nghiên cứu cho thấy kênh lãi
suất và tỷ giá hối đoái là kênh truyền dẫn CSTT ở Canada.Cả hai biến lạm phát và
sản lượng đều có phản ứng giảm đối với cú sốc thắt chặt CSTT nhưng lạm phát

16. 9
phản ứng giảm chậm hơn sản lượng. Cụ thể, sản lượng phản ứng với độ trễ 6 tháng
trong khi lạm phát là 12 tháng.
Mala Raghavan và Param Silvapulle (2007) đã sử dụng mô hình SVAR nhằm
nghiên cứu CSTT ở Malaysia giai đoạn trước và sau khủng hoảng năm 1997 với 9
biến nghiên cứu, trong đó có 4 biến đại diện cho nước ngoài: chỉ số giá tiêu dùng
thế giới, sản lượng công nghiệp Mỹ; CPI Mỹ; lãi suất Fed và 5 biến đại diện cho
nền kinh tế Malaysia: Chỉ số sản xuất công nghiệp; CPI; cung tiền M1; lãi suất liên
ngân hàng qua đêm; tỷ giá hối đoái. Dữ liệu nghiên cứu theo tháng từ 1/1980 đến
tháng 5/2006. Nghiên cứu cho thấy kết quả: thời kỳ trước khủng hoảng tỷ giá và cú
sốc CSTT có ảnh hưởng đến sản lượng; giá cả; cung tiền; tỷ giá; lãi suất. Thời kỳ
sau khủng hỏang, sản lượng bị tác động mạnh bởi cú sốc tiền tệ.
Bằng mô hình VAR rút gọn, Lê Việt Hùng và Wade Pfau (2008) dùng để xem
xét mối quan hệ của giữa cung tiền, sản lượng thực tế, lãi suất thực, mức giá, tín
dụng và tỷ giá thực. Kết quả cho thấy sản lượng và giá cả đều bị ảnh hưởng bởi
CSTT. Trong đó cú sốc CSTT tác động đến giá cả ở quý thứ 3 đến quý thứ 9 trong
khi sản lượng là ở quý thứ 4. Tuy nhiên chỉ có kênh tín dụng và kênh tỷ giá hối đoái
có ý nghĩa thống kê nhiều hơn.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) với đề tài “Cơ chế truyền dẫn
CSTT tại Việt Nam tiếp cận theo mô hình SVAR” xem xét cơ chế truyền dẫn
CSTT qua hai giai đoạn trước và sau khi gia nhập WTO gồm: đại diện cho biến
nước ngoài là biến lãi suất cơ bản và giá dầu của Mỹ và nền kinh tế trong nước
được đại diện bởi các biến sản lượng công nghiệp, lạm phát, cầu tiền, lãi suất, tỷ giá
hối đoái danh nghĩa đa phương. Nghiên cứu của tác giá cho thấy: khi VN gia nhập
WTO, việc thắt chặt CSTT để giảm lạm phát là có hiệu quả nhưng hiệu quả này chỉ
thật sự đạt được sau 6 kỳ. Khi có cú sốc thắt chặt tiền tệ, ở những kỳ đầu tiên thì
lạm phát vẫn tăng. Đối với kênh truyền dẫn thông qua tỷ giá, ở giai đoạn trước
WTO khi đồng tiền Việt Nam mất giá, tức tỷ giá tăng lên một khoảng 0,13% ở giai
thì ở kỳ thứ 2 và thứ 3, lạm phát cũng phản ứng lại bằng một sự tăng lên là 0,006-
0,007%. Đến các kỳ sau, lạm phát dừng ở mức tăng 0,002-0,004%. Bên cạnh đó, ở

17. 10
giai đoạn sau WTO, ngay ở những kỳ đầu tiên thì chỉ cần có một cú sốc rất nhỏ từ
tỷ giá (khoảng 0,008%) đã làm cho lạm phát phản ứng tăng tích lũy là 0,003-
0,004% và suốt những kỳ tiếp sau luôn giữ mức tăng này. Qua đó, tác giả nhận thấy
tỷ giá hối đoái lại có phản ứng ngay tức thì đến biến lãi suất trong khi lạm phát lại
phản ứng trễ với lãi suất.
2.1.3 Giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái
Theo Dornbusch và Fischer (1980), giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái có mối
quan hệ cùng chiều. Họ cho rằng khi đồng tiền trong nước bị định giá thấp, hàng
hóa trong nước trở nên rẻ hơn, các doanh nghiệp gia tăng xuất khẩu. Từ đó giá
chứng khoán của các doanh nghiệp này tăng lên do giá trị của các doanh nghiệp
được đại diện bởi hiện giá của các khoản thu nhập trong tương lai tăng thêm.
Ngược lại, với mô hình danh mục đầu tư về tỷ giá, Branson, Halttunen, và
Masson (1977) chứng minh mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán là ngược
chiều và vai trò của tỷ giá trong việc cân bằng cung cầu tài sản tài chính trong và
ngoài nước. Theo mô hình này, các nhà đầu tư nắm giữ tài sản trong và ngoài nước.
Sự gia tăng thu nhập giá chứng khoán trong nước sẽ dẫn đến đồng nội tệ được đánh
giá cao thông qua kênh trực tiếp và gián tiếp. Theo kênh trực tiếp, khi giá chứng
khoán nội địa tăng lên sẽ khuyến khích các nhà đầu tư xem xét danh mục đầu tư của
họ. Họ sẽ mua vào nhiều chứng khoán nội địa hơn và bán bớt tài sản nước ngoài do
đó đồng nội tệ được định giá cao. Ở hướng tiếp cận gián tiếp, sự gia tăng giá chứng
khoán nội địa sẽ gia tăng sự giàu có vì nhu cầu của các nhà đầu tư về đồng nội tệ
tăng nên làm gia tăng lãi suất. Do lãi suất cao hơn làm tăng nhu cầu nước ngoài với
đồng nội tệ để mua tài sản nội địa mới khi đó dẫn đến tăng giá đồng nội tệ.
Với mô hình BVAR và kiểm định nhân quả Granger, Abdalla và Murinde
(1997) trong đề tài “Exchange rate and stock price interactions in emerging
financial markets: evidence on India, Korea, Pakistan and the Philippines” đã thực
hiện nghiên cứu các nước công nghiệp mới như Pakistan, Korea, India và
Philippines trong giai đoạn từ 1985 tới 1994. Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa hai
biến này trên các thị trường là khác nhau. Cụ thể, tác giả không tìm thấy mối quan

18. 11
hệ dài hạn giữa giá cổ phiếu và tỷ giá hối đoái tại Philippines nhưng có tồn tại mối
liên hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu ở Korea, India
và Pakistan.
Kutty (2010) đã sử dụng dữ liệu theo tuần từ tháng 01/1989 đến tháng 12/2006
để kiểm định mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá ở Mexico. Kết quả nghiên
cứu và kiểm định Ganger của tác giả cho thấy giá chứng khoán tác động lên tỷ giá
trong ngắn hạn nhưng không tồn tại mối quan hệ trong dài hạn. Điều này giống với
kết quả nghiên cứu của Bahmani et al (1992) và Nieh & Lee(2001) nhưng lại trái
ngược với nghiên cứu của Murinde (1997) rằng giá chứng khoán có mối quan hệ
Granger với tỷ giá
Naik (2012) với đề tài “The Impact of Macroeconomic Fundamentals on Stock
Prices Revisited: Evidence from Indian Data” xem xét mối quan hệ giữa các biến
kinh tế như tỷ giá; lãi suất tín phiếu; cung tiền; chỉ số giá; chỉ số sản xuất công
nghiệp và chỉ số thị trường chứng khoán Ấn Độ và từ 4/1994 đến 6/2011. Phương
pháp kiểm định đồng liên kết và VECM được tác giả sử dụng và cho kết quả như
sau: trong ngắn hạn, ngoại trừ chỉ số sản xuất công nghiệp (IIP) và giá chứng khoán
có mối quan hệ cùng chiều, tác giả không tìm thấy tác động giữa các biến vĩ mô lên
giá chứng khoán. Trong dài hạn, tác giả tìm thấy sự tác động cung tiền lên giá
chứng khoán; lãi suất lên giá chứng khoán; và giá chứng khoán tác động lên tỷ giá.
Giá chứng khoán không tác động đến lạm phát trong ngắn hạn và dài hạn, đồng thời
không tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa 2 biến này.
Tabank (2006) trong bài nghiên cứu “The Dynamic Relationship between
Stock prices and Exchange rate: evidence for Brazil” đã tìm thấy trong dài hạn
không tìm thấy mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá ở Brazil trong khoảng
thời gian từ tháng 8/1994 đến tháng 5/2002 nhưng có mối quan hệ tuyến tính từ giá
chứng khoán lên tỷ giá đồng thời mối quan hệ phi tuyến từ tỷ giá lên giá chứng
khoán cũng được tìm thấy.
Tác giả Huỳnh Thế Nguyễn và Nguyễn Quyết (2013) với đề tài “ Mối quan hệ
giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá cổ phiếu tại Việt Nam” sử dụng số liệu theo

19. 12
tháng từ tháng 10/2007 đến tháng 10/2012 với ba biến là lãi suất thị trường liên
ngân hàng; tỷ giá USD; chỉ số giá cổ phiếu. Tác giả sử dụng mô hình VAR để kiểm
định và cho thấy biến giá cổ phiếu có mối quan hệ với lãi suất và tỷ giá, đặc biệt giá
cổ phiếu cũng có liên hệ với chính nó tại độ trễ 1; 2. Đồng thời, phân rã phương sai
cũng cho thấy kết quả giá cổ phiếu có biến động rất lớn.
Tác giả Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013) tìm thấy
giữa các biến lãi suất, tỷ giá VND/USD với thị trường chứng khoán có mối quan hệ
ngược chiều thông qua dữ liệu nghiên cứu từ tháng 7/2000 đến tháng 9/2011 và sáu
biến là lạm phát; cung tiền; lãi suất; ; hoạt động kinh tế thực tỷ giá; giá dầu. Cụ thể
khi VND mất giá, tức giá tỷ tăng 100đồng/USD thì chỉ số VN-Index sụt giảm
16,672 điểm và chỉ số VN-Index giảm 32,205 điểm khi lãi suất cho vay tăng 1%.
Bảng 2.1 Tổng hợp các nghiên cứu thực nghiệm
Mối quan hệ nghiên
cứu
Tác giả nghiên cứu Kết luận nghiên cứu
Lãi sất và giá chứng
khoán
Smirlock & Yawitz (1985) lập
luận dựa trên mô hình chiết
khấu dòng tiền
Quan hệ ngược chiều
(-)
Bernanke và Gertler (1995) lập
luận dựa trên việc ảnh hưởng
đến chi tiêu của người tiêu
dùng.
Quan hệ ngược chiều
(-)
Bernanke và Kuttner (2005) lập
luận thông qua phần bù rủi ro
Quan hệ ngược chiều
(-)
Al-Qenae, Rashid, Carmen Li
và Bob Wearing (2002)
nghiên cứu thực nghiệm thị
trường chứng khoán Kuwait từ
1981-1997.
Quan hệ ngược chiều
(-)
Joel Hinaunye Eita (2012)
nghiên cứu thực nghiệm thị
trường chứng khoán ở Namibia
từ 1998-2009
Quan hệ ngược chiều
(-)
Imad Zeyad Ramadan (2015) Quan hệ ngược chiều

20. 13
nghiên cứu thị trường chứng
khoán Jordan từ 2000 đến 2014
(-)
AAMD Amarasinghe (2015)
nghiên cứu thị trường chứng
khoán Sri Lanka từ 2007 đến
2013
Quan hệ ngược chiều
(-)
Huỳnh Thị Cẩm Hà và cộng sự
(2014) nghiên cứu thị trường
chứng khoán Việt Nam từ 2001
đến năm 2013
Quan hệ ngược chiều
(-)
CSTT và tỷ giá
Caporale (2002) nghiên cứu
thực nghiệm các quốc gia châu
Á gồm: Thái Lan; Hàn Quốc;
Indonesia; Philippines trong
thời kỳ khủng hoảng từ 1991-
2001
Quan hệ ngược chiều
(-)
Rokon Bhuiyan (2012) nghiên
cứu việc truyền dẫn CSTT ở
Canada từ 1994 đến 2007
Tỷ giá hối đoái là
kênh truyền dẫn
CSTT
Al-Mashat và Billmeier (2008)
kiểm tra hiệu quả của việc
truyền dẫn CSTT ở Ai Cập từ
1996 đến tháng 6/2005
Tỷ giá hối đoái là
kênh truyền dẫn
CSTT
Mala Raghavan và Param
Silvapulle (2007) nghiên cứu ở
Malaysia thời kỳ trước khủng
hoảng từ 1980 đến 5/2006
Tỷ giá hối đoái là
kênh truyền dẫn
CSTT
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu
Tuấn (2013) nghiên cứu tại Việt
Nam trước và sau khi gia nhập
WTO.
Tỷ giá hối đoái là
kênh truyền dẫn
CSTT
Giá chứng khoán và tỷ
giá
Dornbusch và Fischer (1980),
Có mối quan hệ cùng
chiều
Branson, Halttunen, và Masson
(1977) lập luận dựa trên danh
mục đầu tư
Có mối quan hệ cùng
chiều
Abdalla và Murinde (1997)
Không tìm thấy mối
quan hệ dài hạn giữa
giá cổ phiếu và tỷ giá

21. 14
hối đoái tại
Philippines
Tồn tại mối liên hệ
trong ngắn hạn và dài
hạn giữa tỷ giá hối
đoái và giá cổ phiếu ở
Korea, India và
Pakistan
Kutty (2010) nghiên cứu từ
1989 đến 2006 ở Mexico
Giá chứng khoán tác
động lên tỷ giá trong
ngắn hạn nhưng
không tồn tại mối
quan hệ trong dài hạn
Phan Thị Bích Nguyệt và Phạm
Dương Phương Thảo (2013)
nghiên cứu tại Việt Nam từ
tháng 7/2000 đến tháng 9/2011
Có mối quan hệ
ngược chiều (-)
Nguồn: Tác giả tổng hợp
2.2 Những biến động về tỷ giá, lãi suất và chỉ số VN-Index tại Việt Nam trong
thời gian nghiên cứu từ năm 2004 đến nay.
2.2.1 Lãi suất:
Lãi suất là công cụ của CSTT, mọi hoạt động điều hành lãi suất của NHTW
đều nhằm đạt được mục tiêu CSTT. Do đó, mục tiêu điều hành lãi suất của NHTW
phải thống nhất với mục tiêu CSTT. Tuỳ theo điều kiện cụ thể của mỗi quốc gia,
NHTW xác định mục tiêu điều hành CSTT phù hợp với tình hình kinh tế - xã hội
trong từng giai đoạn, theo đó mục tiêu điều hành lãi suất của NHTW cũng có sự
thay đổi.
Có thể kể đến các lãi suất được NHNN sử dụng trong điều hành CSTT gồm:
- Lãi suất trần: Là mức lãi suất cao nhất NHNN cho phép các TCTD được
quyền ấn định trong hoạt động kinh doanh của mình,
- Lãi suất tái cấp vốn: Là lãi suất cấp tín dụng của NHNN nhằm cung ứng
vốn ngắn hạn và phương tiện thanh toán cho TCTD. Được thực hiện trên cơ sở là
các khoản cho vay của NHTM.

22. 15
- Lãi suất tái chiết khấu: Là lãi suất cấp tín dụng của NHNN nhằm cung ứng
vốn ngắn hạn và phương tiện thanh toán cho TCTD. Được thực hiện trên đối tượng
là các giấy tờ có giá.
- Lãi suất cho vay qua đêm trong thanh toán điện tử liên ngân hàng: Là lãi
suất do NHNN quy định, áp dụng khi cho vay qua đêm trong thanh toán điện tử liên
ngân hàng.
- Lãi suất cơ bản: là lãi suất cơ sở do NHNN quy định, được sử dụng làm
căn cứ để các TCTD xác định mức lãi suất kinh doanh của mình.
Trong thời gian nghiên cứu có thể kể đến các giai đoạn lãi suất có biến động
mạnh như:
Giai đoạn 2002-2006: Đầu những năm 2002, NHNN thực hiện CSTT nới
lỏng, mở rộng cung tiền, ưu tiên phát triển kinh tế theo kế hoạch của Quốc hội và
chỉ đạo của Chính phủ. NHNN cho phép các ngân hàng thương mại được tự do thoả
thuận lãi suất cho vay cả bằng ngoại tệ và VNĐ. Theo đó, lãi suất cho vay của các
NHTM không được vượt quá biên độ dao động cho phép (0,3%/tháng đối với lãi
suất vay ngắn hạn và 0,5%/tháng đối với lãi suất vay trung và dài hạn).
Tháng 05/2002, NHNN ban hành Quyết định về việc thực hiện cơ chế lãi suất
thỏa thuận trong hoạt động tín dụng thương mại bằng đồng Việt Nam của các
TCTD. Theo đó, Các TCTD được tự do ấn định lãi suất cho vay nội và ngoại tệ dựa
trên cung cầu vốn trên thị trường.
Trong suốt giai đoạn năm 2002 – 2005, NHNN chỉ điều chỉnh các loại lãi suất
tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu và lãi suất cơ bản, riêng lãi suất cho vay qua đêm
trong thanh toán điện tử liên ngân hàng không có sự điều chỉnh.
Giai đoạn 2007-2008 : tình hình kinh tế gặp nhiều khó khăn trong và ngoài
nước, CPI có xu hướng tăng cao. Giai đoạn này NHNN cùng Chính Phủ trong năm
đã có những biện pháp can thiệp kịp thời nhằm kiềm chế lạm phát. Trong đó, để đáp
ứng nhu cầu vốn, trong năm 2007 NHNN chủ trương giữ ổn định các mức lãi suất
chính sách gồm Lãi suất cơ bản là 8,25%/năm; lãi suất tái cấp vốn là 6,5%/năm; lãi
suất chiết khấu là 4,5%/năm.

23. 16
Tuy nhiên đến năm 2008 lạm phát tăng cao trong những tháng đầu năm lên
mức 02 con số. Khiến cho Chính Phủ ban hành một loạt văn bản nhằm kiềm chế
lạm phát. Đồng thời chỉ riêng 06 tháng đầu năm đã 02 lần điều chỉnh tăng mức lãi
suất điều hành. Đến tháng 7/2008 Lãi suất cơ bản lên 14%/năm, lãi suất tái cấp vốn
lên 15%/năm, lãi suất chiết khấu lên 13%/năm. Trong những tháng cuối năm 2008,
để ngăn chặn sự suy giảm kinh tế, NHNN từng bước nới lỏng CSTT bằng cách
giảm dần các mức lãi suất. Đến tháng 12/2008 lãi suất cơ bản được giữ ở mức
8,5%; lãi suất tái cấp vốn 9,5%/năm, lãi suất chiết khấu là 7,5%/năm; lãi suất liên
ngân hàng 9,5%. Đồng thời trong năm 2008 NHNN đặt lại trần lãi suất cho vay
thông qua quy định giới hạn lãi suất cho vay tối đa không quá 150% lãi suất cơ bản.
Giai đoạn 2009-2010: lạm phát cơ bản đã được kiểm soát sau những biện
pháp của NHNN. Trong bối cảnh mới, NHNN thực hiện nới lỏng CSTT, nới lỏng
kiểm soát lãi suất. Giai đoạn này NHNN ban hành một loạt thông tư cho phép các
TCTD được thực hiện cơ chế lãi suất thả nổi khi cho vay tiêu dùng và cho vay
thông qua nghiệp vụ phát hành và sử dụng thẻ tín dụng; thông tư quy định mức hỗ
trợ lãi suất cho khách hàng vay 4%/năm tính trên dư nợ khoản vay trong thời gian
từ ngày 1/2/2009 – 31/12/2009 đối với các khoản vay vốn lưu động, vay vốn ngắn
hạn xây nhà ở cho người có thu nhập thấp và các khoản cho vay khác theo quy định
của Chính phủ và NHNN.
Giai đoạn này các mức lãi suất điều hành được NHNN điều chỉnh giảm đồng
thời giữ ổn định ở các mức lần lượt là lãi suất cơ bản 8%, lãi suất tái cấp vốn 8%,
lãi suất tái chiết khấu 6%. Đồng thời trong năm 2010 NHNN ban hành Thông tư
cho phép các TCTD được thoả thuận lãi suất cho vay trung, dài hạn bằng đồng Việt
Nam.
Giai đoạn năm 2011-2012: một lần nữa là năm có sự biến động mạnh trong lãi
suất điều hành của NHNN. Trong những tháng đầu năm, NHNN đã điều chỉnh tăng
hàng loạt mức lãi suất lãi suất tái cấp vốn, lãi suất tái chiết khấu, lãi suất cho vay
qua đêm, lãi suất cho vay qua đêm trong thanh toán điện tử liên ngân hàng đều ở
mức 12%. Sau đó đến tháng 4/2011 điều chỉnh tăng các mức lãi suất này lên mức

24. 17
13% và lên mức 14% vào tháng 5 đối với lãi suất tái cấp vốn; lãi suất cho vay qua
đêm, lãi suất cho vay qua đêm trong thanh toán điện tử liên ngân hàng; lãi suất tái
chiết khấu được giữ nguyên ở mức 13%. Lãi suất cho vay giai đoạn này cũng ở mức
cao từ 18-20%. Đến tháng 10/2011, lãi suất tái cấp vốn là 15%, các mức lãi suất
chính sách còn lại mức 16%. Việc nhiều lần tăng lãi suất trong năm thể hiện sự
quyết tâm kiềm chế lạm phát của NHNN.
Giai đoạn 2012-2017:
Từ quý 2/2012, lạm phát và chỉ số giá tiêu dùng đã có dấu hiệu giảm nên
NHNN cũng điều chỉnh giảm các mức lãi suất chính sách. Đây có thể xem là giai
đoạn phục hồi của nền kinh tế. Lạm phát ổn định ở mức thấp, thanh khoản được
đảm bảo, các TCTD đã tiếp tục giảm lãi suất huy động và cho vay.
Cho đến năm 2016, từ các yếu tố thuận lợi từ kinh tế vĩ mô và thanh khoản dồi
dào nên từ cuối tháng 9, lãi suất cho vay ở các ngân hàng giảm từ 0,2-0,5% ở các kỳ
hạn. Ở các kỳ hạn ngắn thì lãi suất huy động cũng được điều chỉnh giảm 0,3-0,5%.
Đặc biệt, lãi suất cho vay ngắn hạn ở các NHTM lớn cũng giảm từ 0,5% - 1%/năm.
Bên cạnh đó từ ngày 10/7/2017, NHNN giảm lãi suất điều hành. Cụ thể, giảm
0,25%/năm các mức lãi suất điều hành gồm lãi suất tái chiết khấu, lãi suất tái cấp
vốn, lãi suất cho vay qua đêm.Từ đó lãi suất cho vay của tại các TCTD đã đồng loạt
giảm. Đồng thời quy định định trần lãi suất không vượt quá 20%/năm đối với các
khoản vay tín dụng, được áp dụng vào ngày 1/1/2017.
2.2.2 Tỷ giá VND/USD
Năm 2007, luồng tiền FDI vào Việt Nam gia tăng nên có nguồn cung USD
mạnh. Do đó, từ tháng 10/2007 đến tháng 3/2008 thị trường ngoại hối nước ta tăng
cung về USD làm cho tỷ giá của các NHTM giảm xuống sàn, giai đoạn này đồng
tiền Việt Nam tăng giá.
Năm 2008 đánh dấu một năm biến động liên tục của tỷ giá tại các NHTM, có
giai đoạn tỷ giá thấp hơn cả tỷ giá chính thức. 03 tháng đầu năm 2018 tỷ giá liên tục
giảm , nguyên nhân một phần do còn ảnh hưởng từ năm 2007. Từ cuối tháng
03/2008 đến giữa tháng 07/2008, tỷ giá tăng cao ở cả thị trường tự do và liên ngân

25. 18
hàng. Giai đoạn này NHNN đã điều chỉnh tăng biên độ USD/VND từ 1% lên 2%.
Từ tháng 07-10/2008, tỷ giá giảm mạnh nhưng bất ngờ tăng trở lại từ tháng 11/2008
và một lần nữa NHNN tăng biên độ tỷ giá lên mức 3%
Kế đến, năm 2009 thì sự mất giá của VND so với USD được xem là xu hướng
chung. Tỷ giá NHTM luôn ở mức trần của biên độ giao động mà NHNN công bố
dẫn đến việc cuối năm 2009 tỷ giá VND/USD đã tăng lên mức 5,6% so với cuối
năm 2008.
Năm 2010: mặc dù NHNN đã có nhiều nỗ lực nhưng các áp lực vẫn đè nặng
khiến cho ngày 11/2/2010 NHNN phải công bố tỷ giá chính thức 18.544 VND/USD
(trước đó là mức 17.941 VND/USD). Kế đến tháng 8/2010, tỷ giá được NHNN tiếp
tục tăng thêm 2,1% lên mức 18.932 VND/USD. Trong khi đó, ở thị trường tự do từ
tháng 9/2010 đến tháng 11/2010 tỷ giá tăng từ mức 20.500 VND/USD lên mức kỷ
lục là trên 21.500 VND/USD
Vào đầu tháng 2/2011, NHNN không thể tiếp tục duy trì tỷ giá nên đã công bố
mức phá giá 9,3%, đây là mức cao nhất trong lịch sử. Giai đoạn này tỷ giá chính
thức được nâng lên mức 20.693 VND/USD và giảm biên độ xuống còn +/-1% . Mặc
dù vậy hành động này của NHNN không có kết quả ngay lập tức khiến cho tỷ giá
thị trường tăng lên mức trên 22.100 VND/USD chỉ sau vài ngày kể từ sau lần phá
giá. Trước tình hình căng thẳng về tỷ giá này, NHNN đã áp dụng một số biện pháp
nhằm siết chặt hoạt động trên trên thị trường tự do và kết quả làm kéo giảm tỷ giá
trên thị trường này. Đến cuối năm 2011 tỷ giá chính thức được niêm yết ở mức
20.828 VND/USD,so với năm 2010 chỉ tăng khoảng 10,01%. Đồng thời ở các
NHTM tỷ giá cũng tương đối ổn định và giao động trong biên độ cho phép.
Từ quý 4/2012 đến 2013: về cơ bản đã thu hẹp được mức chênh lệch giữa tỉ
giá trên thị trường tự do và tỉ giá chính thức. Tại các NHTM mức mua vào USD
giảm trung bình 1%. Đồng thời tỷ giá được giữ ở mức ổn định cho đến tháng
6/2013, tỉ giá bình quân liên ngân hàng được NHNN điều chỉnh tăng thêm 1% lên
mức 21.036 VND/USD.

26. 19
Trong khoảng thời gian năm 2014 -2015, biên độ tỷ giá được NHNN nới lỏng
từ mức 1% lên 3% đồng thời tăng tỷ giá thêm 3%.
Ngày 31/12/2015, Quyết định số 2730/QĐ-NHNN được Ngân hàng Nhà nước
Việt Nam (NHNN) ban hành về việc công bố tỷ giá trung tâm của VND và USD, tỷ
giá tính chéo của VND và các ngoại tệ khác. Cơ chế tỷ giá trung tâm được chính
thức thực hiện kể từ ngày 04/01/2016. Tính đến ngày 23/12/2016, tỷ giá trung tâm
USD/ VNĐ đang nằm tại 22.155, tăng 259 đồng, tương đương 1,18% so với thời
điểm đầu năm. Đây là mức biến động khá ổn định.
Năm 2017, tỷ giá USD/VND khá ổn định. Tính đến tháng 12/2017, tỷ giá
trung tâm ước tăng khoảng 1,5-1,7% so với đầu năm.
2.2.3 Chỉ số VN-Index
Có thể nói VN-Index là chỉ số thể hiện xu hướng biến động giá của tất cả cổ
phiếu niêm yết tại Sở GDCK TP. HCM (HOSE)
Vào đầu tháng 4/2006 TTCK Việt Nam có tốc độ tăng trưởng nhanh nhất thế
giới khi Vn-Index đạt gần 600 điểm. Giai đoạn này, mọi tầng lớp nhà đầu tư, người
dân đổ xô đi mua cổ phiếu mà không quan tâm đến chất lượng hay giá trị cổ phiếu,
không quan tâm đến tình hình doanh nghiệp tốt hay xấu. Từ đó đẩy cầu chứng
khoán lên cao.
Sau sự tăng trưởng nóng thì từ cuối tháng 4/2006 TTCK bắt đầu giảm. Có thể
kể đến sự kiện tiêu biểu chỉ số VN-Index giảm 2,81 điểm (0,51%) vào ngày
12/6/2006 và giảm liên tiếp 7 phiên sau đó. CHỉ số Vn-Index lúc này càng lao dốc,
xuống còn 487,86 điểm tương ứng mức giảm 11,6%.
Tuy nhiên đến ngày 12/3/2007, chỉ số Vn-Index đạt đỉnh ở mức 1170,67 điểm
tổng giá trị 1.057 tỷ đồng trên toàn thị trường với hơn 10 triệu cổ phiếu giao dịch.
Hầu hết đều tăng giá ở tất cả các mã chứng khoán. Trong phiên giao dịch cuối năm
2007, VN- Index đạt 927,02 điểm, tổng giá trị vốn hóa toàn thị trường lên tới 43,7%
GDP.
Đến năm 2008 TTCK liên tiếp giảm điểm. Trong đó phải kể đến sự giảm điểm
liên tiếp trong 7 kênh giao dịch bắt đầu từ ngày 03/10/2008 khiến cho VN-Index

27. 20
mất tổng cộng 88,58 điểm tương ứng giảm 20,99%. Có thể lý giải cho sự việc này
là do các tác động từ tình hình bất ổn của kinh tế thế giới ảnh hưởng đến tâm lý
khối ngoại và do đó khối nội cũng bị ảnh hưởng theo. Xu thế chính của các NĐT
nước ngoài là bán ra.
Năm 2009 cũng lại là một năm đầy biến động của TTCK Việt Nam. Đáy của
VN-Index ở mức 234,66 điểm vào ngày 24/02/2009 nhưng lại tăng lên mức 500
điểm vào ngày 23/10/2009. Trong năm này, chỉ số VN-Index đạt mức cao nhất ở
mức 624,1 điểm, khối lượng gần 100 triệu cổ phiếu được giao dịch toàn phiên, trị
giá 4.960 tỷ đồng.
Chỉ số VN-Index mở đầu năm 2010 với trên 500 điểm và đạt 549,51 điểm sau
5 tháng với 81.000.000 cổ phiếu được giao dịch tổng trị giá 2.800 tỷ đồng. Tuy
nhiên sau đó, thị trường lại có xu hướng đảo chiều khi giảm và rời mốc 500 điểm
chỉ sau 8 phiên giao dịch. Sau đó nhiều lần chỉ số VN-Index có tăng lại nhưng
không qua được mốc lúc đỉnh cao là 549,51 điểm
Năm 2011, VN-Index cũng chứng kiến sự khởi đầu tốt đẹp khi xác lập đỉnh
vào ngày 9/2 với 522,59 điểm, song suốt 9 phiên sau đó, chỉ số này giảm dần và
tuột mốc 500. Ngày 21/2/2011, VN-Index mất 20,24 điểm, đóng cửa tại 483,68
điểm mà nguyên nhân chính là việc thắt chặt tín dụng. Thị trường liên tục rớt điểm
gây ra áp lực giải chấp tại các công ty chứng khoán cùng nguồn cung hàng lớn.
Trong năm 2013, chỉ số Vn-Index tăng 21,97% đạt mức 504,63 điểm. Tổng
mức vốn hóa thị trường là 949.000 tỷ đồng tương đương mức 31% GDP (so với
cuối năm 2012 tăng 184.000 tỷ đồng). Trong năm này, cũng đánh đấu hàng loạt
chính sách mới ra đời cho TTCK. Trong đó có thể kể đến việc tăng biên độ sàn
Hose lên 7% và sàn Hà Nội lên 10%; nới tỷ lệ margin lên 50-50; kéo dài thời gian
giao dịch đến 15h để tăng thanh khoản cho thị trường; miễn giảm phí lưu ký. Chính
sách có tác động nhiều nhất, mạnh nhất là thời gian thanh toán giảm từ T+4 sang
T+3. Nhờ chính sách này mà sau 02 ngày mua cổ phiếu, NĐT có thể bán vào sáng
thứ ba, giúp cho luân chuyển vốn được nhanh hơn, trong việc mua bán cổ phiếu
NĐT cũng chủ động hơn.

28. 21
TTCK Việt Nam năm 2014 có diễn biến rất khả quan xét về các phương diện
tốc độ tăng chỉ số, mức độ ổn định, khối lượng giao dịch và phản ánh khá rõ nét
những chuyển biến tích cực trong nền kinh tế. Thị trường phát triển theo chiều
hướng tăng trưởng, mặc dù xen kẽ những khoảng điều chỉnh giảm. Tính đến ngày
8-12-2014, chỉ số VN-Index đạt 571,68 điểm tăng 13,3% so với cuối năm 2013, còn
chỉ số HNX-Index đạt 87,17 điểm tăng 28,5% so với cuối năm 2013. Tổng giá trị
giao dịch toàn thị trường đạt 1.164 nghìn tỷ đồng, tăng 90% so với năm 2013;
Giai đoạn năm 2015-2016: VN-Index có xu hướng tăng điểm. Trong năm
2016 VN-Index đã tăng được 15,75%, tương ứng tăng thêm 90,46 điểm dù vẫn có
nhiều đợt biến động mạnh. Ngày 24/6 VN-Index đã có lúc giảm hơn 34 điểm và
thanh khoản cũng lên cao kỷ lục với 6.130 tỉ đồng giao dịch trong phiên này. Ngược
lại, ngày 19/10, chỉ số VN-Index đã tăng đến mức 688,89 điểm. Nhiều doanh
nghiệp niêm yết mới lên sàn giúp mức vốn hóa thị trường tăng mạnh khoảng 30%,
đạt hơn 1,76 triệu tỉ đồng, tương đương 42% GDP. Đồng thời thanh khoản thị
trường tăng 39% so với cuối năm 2015, đạt bình quân 6.860 tỉ đồng/phiên.
Trong năm 2017, chỉ số VN-Index đã tăng trưởng 48% tổng khối lượng giao
dịch tại HOSE đạt hơn 211 triệu đơn vị (tương ứng 6.400 tỷ đồng); tổng giá trị
danh mục nhà đầu tư nước ngoài vượt 31 tỷ USD; giá trị mua ròng của khối ngoại
trên cả cổ phiếu và trái phiếu đạt hơn 44 nghìn tỷ đồng. Có thể nói sự tăng trưởng
của TTCK là một “điểm sáng” của nền kinh tế Việt Nam trong năm 2017, thậm chí
vượt qua cả những dự báo tích cực nhất về thị trường đưa ra vào thời điểm đầu năm.
2.2.4 Biến động của tỷ giá và chỉ số VN-Index

29. 22
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu Qũy Tiền tệ Quốc tế IMF
Hình 2.1 Biểu đồ biến động tỷ giá và chỉ số VN-Index từ năm 2004 đến 2018
Nhìn chung mức biến động của tỷ giá trong thời gian nghiên cứu từ 2004 đến
tháng 3/2018 không nhiều. Thực tế cho thấy, giai đoạn này NHNN thực hiện thắt
chặt tiền tệ với biên độ tỷ giá được điều chỉnh không nhiều. Ta chỉ thấy mức biến
động tăng lên mạnh trong tỷ giá rõ nhất trong giai đoạn tháng 11/2009 và tháng
4/2011. Cụ thể, ngày 26/11/2009, NHNN đã buộc phải chính thức phá giá VND ở
mức là 5,4% và vào đầu tháng 2/2011 NHNN đã tuyên bố mức nâng tỷ giá chính
thức lên 20.693 VND/USD, đây là mức phá giá cao nhất trong lịch sự, tương ứng tỷ
lệ là 9,3%
2.2.5 Biến động của lãi suất và chỉ số VN-Index

30. 23
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
Hình 2.2 Biểu đồ biến động lãi suất và chỉ số VN-Index từ năm 2004 đến 2018
Qua biểu đồ phản ánh mối quan hệ giữa giá chứng khoán và lãi suất liên ngân
hàng có thể thấy chúng luôn biến động ngược chiều nhau. Khi giá chứng khoán tăng
thì lãi suất giảm và ngược lại.
Giai đoạn từ tháng 11/2007 đến tháng 3/2009, từ những ảnh hưởng cuộc
khủng hoảng tài chính thế giới và những khó khăn trong nước đã làm cho chỉ số
VN-Index giảm từ mốc 1.137,69 điểm(tháng 2/2007) xuống còn 245,74 điểm (tháng
2/2009). Trước tình hình sụt giảm mạnh của thị trường chứng khoán NHNN đã áp
dụng biện pháp thắt chặt tiền tệ, cụ thể là nâng cao lãi suất nhằm kiềm chế lạm phát.
Trong 6 tháng đầu năm 2008, NHNN liên tục điều chỉnh tăng lãi suất, lãi suất liên
ngân hàng giai đoạn đó lên đỉnh điểm lên đến hơn 16% trong năm 2008.
Tiếp đến trong giai đoạn 2010-2012, sau biện pháp thắt chặt CSTT tiếp tục
được NHNN áp dụng cùng với chính sách tài khóa thu hẹp. Cụ thể là lãi suất được
giữ ở mức cao nhằm kiềm chế lạm phát. Điều này khiến cho tốc độ tăng trưởng của
Việt Nam chậm, sức mua giảm nên nó phản ánh qua chỉ số chứng khoán Vn-Index
giai đoạn này cũng biến động giảm rõ rệt.

31. 24
2.2.6 Biến động của lãi suất và tỷ giá
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ số liệu Qũy Tiền tệ Quốc tế IMF, NHNN
Hình 2.3 Biểu đồ biến động lãi suất và tỷ giá từ năm 2004 đến 2018
Tương tự như trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán, mức biến
động của lãi suất là rất lớn qua các thời kỳ trong khi đó tỷ giá gần như ở một mức
cố định, biên độ điều chỉnh rất nhỏ nên ta không thể hiện rõ qua biểu đồ.
Trong khi giai đoạn 2007-2008 lãi suất tăng mạnh nhưng cũng không thấy tỷ
giá biến đổi nhiều. Có thể thấy lãi suất liên ngân hàng có mức tăng giảm rất rõ rệt
và biến động rất lớn qua các thời kỳ. Thể hiện càng rõ từ những giai đoạn khủng
hoảng 2007-2008 trong khi đó tỷ giá không có mức biến động nhiều.
Từ những nền tảng lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trên về mối quan
hệ giữa tỷ giá hối đoái, giá chứng khoán và CSTT nêu trên, trong bài nghiên cứu
này của tác giả với dữ liệu thời gian mới hơn, (đến tháng 3/2018) sẽ góp phần củng
cố thêm các bằng chứng về mối quan hệ của các biến này trong thị trường Việt
Nam.

32. 25
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU
3.1 Dữ liệu và các biến
Do số liệu về lãi suất liên ngân hàng của Việt Nam được Ngân hàng Nhà nước
công bố trên website từ năm 2004 nên để đồng bộ về dữ liệu, các biến khác trong
bài cũng lấy theo tháng, mốc thời gian từ tháng 01/2004 đến tháng 3/2018. Các biến
khác được lấy từ nhiều nguồn khác nhau như báo cáo IFS của IMF, Tổng Cục thống
kê Việt Nam , được trình bày trong bảng 3.1.
Các biến trong mô hình nghiên cứu gồm:
- Biến đại diện cho sản lượng (output) của nền kinh tế, tác giả chọn chỉ số sản
xuất công nghiệp (IIP) là biến đại diện cho sản lượng đầu ra của nền kinh tế, sự thay
đổi của chỉ số này phản ánh tốc độ tăng trưởng của nền kinh tế theo nghiên cứu của
Hashem E.Abouwafia (2014) khi nói đến sản lượng đầu ra của Egypt và Jordan.
- Biến chỉ số giá (price index): sử dụng chỉ số giá tiêu dùng(CPI) nhằm phản
ánh mức thay đổi của giá tiêu dùng đồng thời cũng là biến đại diện cho lạm phát.
- Biến tỷ giá (exchange rate): trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng tỷ giá
hối đoái danh nghĩa VND/USD lấy từ nguồn IFS dựa trên lập luận của Nguyễn
Phúc Cảnh cho rằng tỷ giá danh nghĩa thường được sử dụng ở các nước có nền kinh
tế mở và nhỏ.
- Biến giá chứng khoán (stock price): sử dụng giá đóng cửa của chỉ số VN-
Index vào ngày giao dịch cuối cùng trong tháng.
- Biến lãi suất chính sách (policy rate): tác giả sử dụng lãi suất liên ngân hàng
kỳ hạn 03 tháng là biến đại diện cho CSTT. Các mức lãi suất đại diện cho CSTT ở
Việt Nam có thể kể đến là lãi suất liên ngân hàng, lãi suất tái cấp vốn và lãi suất tái
chiết khấu. Tuy nhiên lãi suất chiết khấu và tái cấp vốn tại Việt Nam là không hiệu
quả. Các nghiên cứu cũng sử dụng lãi suất liên ngân hàng đại diện cho biến CSTT
có thể kể đến là Hashem E.Abouwafia(2014) cho trường hợp của Kuwait hoặc Trần
Thị Xuân Hương(2014) hoặc Huỳnh Thế Nguyễn (2013).

33. 26
Để ước lượng mô hình, số liệu của tất cả các biết đều được lấy logarit tự nhiên
(ln) ngoại trừ biến lãi suất được thể hiện theo phần trăm. Việc chuyển các dữ liệu
gốc sang Logarit nhằm giảm bớt độ phân tán cao của các biến đồng thời dễ dàng
hơn trong việc phân tích và nhận dạng dữ liệu.
Bảng 3.1 mô tả các biến được sử dụng trong mô hình
Chỉ tiêu Tên gọi Nguồn
IIP Chỉ số sản xuất công nghiệp Tổng cục thống kê
CPI Chỉ số giá tiêu dùng IFS; IMF
EX Tỷ giá danh nghĩa VND/USD IFS; IMF
STOCK Chỉ số VN-Index Vietstock
RATE Lãi suất liên ngân hàng kỳ hạn 03
tháng
Ngân hàng nhà nước
Việt Nam
3.2 Mô hình nghiên cứu
Có thể thấy các mô hình VAR, SVAR, VECM thường được sử dụng để phân
tích các CSTT. Tiêu biểu như: Mala Raghavan và Param Silvapulle (2007) đã sử
dụng mô hình SVAR nhằm nghiên cứu CSTT ở Malaysia hoặc Al-Mashat và
Billmeier (2008) sử dụng mô hình VAR cho thị trường Ai Cập…
Mô hình VAR được Sim (1980) đề xuất và sử dụng rộng rãi trong phân tích
mối quan hệ giữa CSTT và các biến vĩ mô. Theo Sims, nếu có sự đồng thời giữa
một tập các biến thì tất cả phải được xét trên cùng một cơ sở; giữa biến ngoại sinh
và nội sinh, không được có một sự phân biệtnghiệm nào. Dựa trên tinh thần này
Sims đã xây dựng mô hình VAR của mình.
Những người ủng hộ VAR nhấn mạnh các ưu điểm của phương pháp này:
- Đây là phương pháp đơn giản; ta không cần phải lo lắng về việc xác định các
biến nào là biến nội sinh và biến nào là biến ngoại sinh. Tất cả các biến trong VAR
đều là biến nội;
- Phép ước lượng đơn giản, tức là, phương pháp OLS thông thường có thể
được áp dụng cho từng phương trình riêng rẽ;

34. 27
- Các dự báo tính được bằng phương pháp này, trong nhiều trường hợp, tốt
hơn các dự báo tính được từ các mô hình phương trình đồng thời phức tạp hơn.
Mặc dù vậy mô hình VAR lại có khuyết điểm là không xem xét được tác động
đồng thời của các biến kinh tế trong một giai đoạn. Do đó, Sim và Zha (1995) đề
xuất mô hình VAR dưới dạng cấu trúc (SVAR) để khắc phục khuyết điểm này. Mô
hình SVAR là hệ thống các phương trình các biến nội sinh. Giá trị mỗi biến phụ
thuộc vào hai yếu tố là độ trễ của các biến nội sinh trong mô hình và giá trị tức thời
của các biến khác. Mối quan hệ đồng thời giữa các biến được áp đặt bởi các lý
thuyết kinh tế để tạo ra một giả định định dạng mô hình. VAR cấu trúc có thể coi là
mô hình tổng quát nhất, việc quyết định hệ số nào trong ma trận hệ số tức thời của
các biến có bằng 0 hay không là phụ thuộc vào ý nghĩa kinh tế của nó.
Xét mô hình đồng thời giữa n biến vĩ mô như sau:
Ayt = C + (L)yt + Bεt (1)
Trong đó
- yt là ma trận (n × 1) của n biến nội sinh,
- A là ma trận (n × n) thể hiện mối quan hệ đồng thời giữa các biến kinh tế
đang được xem xét.
- C là ma trận (n x1) các biến ngoại sinh (hệ số chặn trong mô hình)
-  (L) là một đa thức ma trận trong toán tử độ trễ sao cho  (L) = 1L +
2L2
+ ..... + pLp
.
- εt là vectơ n × 1 của các cú sốc cấu trúc bất ngờ với ma trận đường chéo
phương sai hiệp phương sai
Phương trình (1) được chuyển đổi thành dạng rút gọn bằng cách nhân hai vế
phương trình với ma trận nghịch đảo A− 1
ta có được mô hình VAR rút gọn như sau:
A− 1
Ayt = A− 1
C + A− 1
(L)yt + A− 1
εt
yt = α + φ(L)yt + et (2)
Trong đó: et là sai số ước lượng thỏa E(ut) = 0, E(ut us’) = Σu khi s = t và E(εt
εs’) = 0 khi s ≠ t.

35. 28
Phương trình (2) có thể được ước tính trực tiếp bằng cách sử dụng OLS. Mô
hình SVAR được thiết lập dựa trên ý tưởng phân rã các cú sốc dạng rút gọn E(et es’)
trở về dạng nhiễu cấu trúc trực giao được đặc trưng bởi Σ
Từ (1) và (2) ta có:
A− 1
B εt = ut
và Σu = A− 1
BB’ A− 1
, (3)
Để ước lượng mô hình SVAR thì đòi hỏi mô hình phải được định dạng. Điều
cần thiết để định dạng mô hình một cách chính xác là các ma trận A và B phải có
cùng hệ số như hệ số trong ma trận hiệp phương sai của mô hình VAR rút gọn Σu.
Điều kiện này nhằm đảm bảo có thể khôi phục được các hệ số cấu trúc ban đầu từ
mô hình rút gọn.
Ma trận A và B có n2
hệ số, trong khi đó ma trận phương sai – hiệp phương sai
rút gọn Σu có n (n + 1) / 2 hệ số. Do đó cần xác định n2
- n (n + 1) / 2 ràng buộc
giữa A và B. Trong mô hình SVAR chuẩn, ma trận A được ràng buộc là một ma
trận chéo, áp đặt n (n - 1)/2 ràng buộc cùng với ma trận thể hiện mối tương quan tức
thời giữa các biến, ma trận A có các giá trị trên đường chéo chính bằng 1, áp đặt n
ràng buộc. Và ta phải áp đặt thêm n (n - 1)/2 ràng buộc đối với ma trận A.
Sim(1980) đã đưa ra cách áp đặt gọi là SVAR đệ quy. Theo đó, áp đặt A theo
dạng ma trận tam giác dưới, tất cả các tham số của ma trận trong tam giác trên bằng
0. Tuy nhiên cách áp đặt này đôi khi phản ánh không đúng hoặc bỏ sót những mối
quan hệ tức thời giữa các biến trong mô hình, do vậy các nhà nghiên cứu đưa ra hai
dạng ràng buộc để thực hiện SVAR là ràng buộc ngắn hạn và dài hạn.
Ràng buộc ngắn hạn ngăn chặn các cú sốc cấu trúc tác động tức thời đến các
biến nội sinh bằng cách thiết lập các số 0 trên ma trận A.
Ràng buộc dài hạn ngăn chặn các cú sốc cấu trúc ảnh hưởng đến các biến nội
sinh theo cách tích lũy.
Dựa trên nghiên cứu của tác giả Hashem E. Abouwafia, Marcus J. Chambers
(2014) và nghiên cứu thực nghiệm của Bjørnland và Leitemo (2009) tại thị trường

36. 29
Mỹ cho rằng CSTT không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trong dài
hạng, thứ tự các biến được sắp xếp theo ma trận như sau:
IIP
CPI
(L)
EX =
STOCK
RATE
Thứ tự các biến được sắp đặt như trên với giả định các biến đứng trước tác
động tới các biến đứng sau và không có chiều ngược lại. Những cú sốc sản lượng
thực tế là ngoại sinh đồng thời cũng không bị ảnh hưởng bởi những biến khác trong
mô hình.
Biến lạm phát (CPI) được giả định bị ảnh hưởng bởi cú sốc sản lượng nhưng
không bị ảnh hưởng bởi những cú sốc khác.
Tỷ giá bị ảnh hưởng đồng thời bởi cú sốc sản lượng và lạm phát.
Biến chứng khoán bị ảnh hưởng bởi sản lượng, lạm phát, tỷ giá.
Cuối cùng lãi suất được giả định bị ảnh hưởng đồng thời bởi những cú sốc sản
lượng; những cú sốc lạm phát; những cú sốc tỷ giá; những cú sốc chứng khoán
3.3 Các bước thực hiện:
Bước 1: xét tính dừng của dữ liệu
Trong phân tích dữ liệu hồi quy chuỗi thời gian, một giả định rất quan trọng là
chuỗi thời gian đang xem xét là chuỗi dừng. Do đó, kiểm định tính dừng của dữ liệu
là việc đầu tiên cần làm trước khi ước lượng và định dạng mô hình VAR. Trường
hợp đó là chuỗi dữ liệu dừng thì ta tiến hành ước lượng và phân tích trên dữ liệu
này. Nếu chuỗi dữ liệu là không dừng, ta tiến hành lấy sai phân bậc 1 và xem xét lại
tính dừng của chuỗi dữ liệu này. Thực hiện sai phân đến khi chuỗi sai phân dừng.
1 0 0 0 0
a21 1 0 0 0
a31 a32 1 0 0
a41 a42 a43 1 0
a51 a52 a53 a54 1
εiip
εcpi
εex
εstock
εrate

37. 30
Các phương pháp để kiểm định tính dừng có thể kể đến là kiểm định
PP(Philips – Perron); pháp kiểm định ADF(Augmented Dickey – Fuller) hoặc phân
tích giản đồ tự tương quan của chuỗi thời gian.
Bước 2: lựa chọn độ trễ phù hợp và kiểm định mô hình.
Độ trễ cũng là một bước quan trong trong việc ước lượng mô hình VAR vì ở
mỗi độ trễ khác nhau cho ra kết quả khác nhau. Có thể nói nó phụ thuộc phần nhiều
vào kinh nghiệm của người thực hiện mô hình hơn là sử dụng công thức định lượng.
Tuy nhiên người ta cũng dựa vào một số tiêu chuẩn để có thể quyết định lựa chọn
độ trễ nào cho mô hình. Có thể kể đến các tiêu chuẩn như là: AIC( Akaike
Information Creterion; SC (Schwarz Information Criterion); HQ (Hannan-Quinn
Information Criterion); LR (Sequential Modified LR Test Statistic).
Bước 3: Uớc lượng mô hình VAR rút gọn
Bước 4: Từ mô hình SVAR, bài tiến hành phân tích, xem xét hàm phản ứng
đẩy. Nhằm xem xét một độ lệch chuẩn của một cú sốc sẽ ảnh hưởng như thế nào
đến các biến nội sinh ở hiện tại và tương lai với giả định là các cú sốc khác không
đổi
Phân rã phương sai biến lãi suất, tỷ giá và giá chứng khoán: nhằm xem xét tỷ
lệ của một cú sốc của một biến chịu tác động của chính nó và các biến phụ thuộc
khác ở các giai đoạn n kỳ trong tương lai.

38. 31
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
4.1 Thống kê mô tả dữ liệu:
Tác giả thực hiện thống kê mô tả dữ liệu trong thời gian nghiên cứu và trình
bày kết quả trong bảng sau:
Bảng 4.1: Thống kê mô tả dữ liệu
Date: 09/18/18
Time: 08:29
Sample: 2004M01 2018M03
IIP CPI EX STOCK RATE
Mean 111.8961 108.7356 18990.19 535.7698 7.828792
Median 112.3000 109.8710 20336.13 504.1200 7.500000
Maximum 132.4000 159.9400 22465.00 1174.460 16.58000
Minimum 89.90000 52.38187 15670.00 214.3200 2.930000
Std. Dev. 6.255902 35.98348 2577.422 216.3851 3.244351
Skewness -0.164288 -0.140227 -0.097381 0.959695 0.763721
Kurtosis 3.968186 1.470971 1.266052 3.754409 2.883933
Jarque-Bera 7.448088 17.21815 21.69213 30.30401 16.71919
Probability 0.024136 0.000182 0.000019 0.000000 0.000234
Sum 19134.23 18593.79 3247323. 91616.64 1338.724
Sum Sq. Dev. 6653.172 220117.9 1.13E+09 7959827. 1789.388
Observations 171 171 171 171 171
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview8
Kết quả thống kê mô tả các biến dữ liệu gồm 171 quan sát, được tính dựa trên
số liệu chưa lấy logarit . Trong thời gian nghiên cứu biến chỉ số giá chứng khoán và
lãi suất có mức biến động cao.
Lãi suất thị trường liên ngân hàng có giai đoạn lên tới mức 16,5%, thấp nhất
là 2,93% trong khi giá trị trung bình vào khoảng 7,5%.

39. 32
Chỉ số VN-Index đại diện cho giá chứng khoán trong giai đoạn nghiên cứu có
thời điểm lên đến 1.174,460 điểm trong khi giá trị trung bình toàn bộ thời gian
nghiên cứu chỉ khoảng 504,12 điểm.
4.2 Một số kiểm định mô hình:
4.2.1 Kiểm định tính dừng:
Để kiểm định tính dừng của các biến bài nghiên cứu sử dụng phương pháp
ADF Unit Root Test. Kết qua kiểm định được trình bày chi tiết trong phụ lục và
được tóm tắt trong bảng 4.2 như sau:
Bảng 4.2: Kiểm định tính dừng của các biến
Biến
P-value
Kết luận
Chuỗi dữ liệu
gốc
Chuỗi dữ liệu sai
phân bậc 1
IIP 0,0037** Dừng ở chuỗi gốc
CPI 0,4561 0,000* Dừng ở bậc 1
EX 0,8923 0,000* Dừng ở bậc 1
STOCK 0,3517 0,000* Dừng ở bậc 1
RATE 0,4327 0,000*
*; ** lần lượt là mức ý nghĩa thống kê 1% và 5%
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8
Bảng trên cho thấy ngoại trừ biến chỉ số sản xuất công nghiệp (IIP) là dừng ở
chuỗi gốc, các biến còn lại gồm đều không dừng (tức có nghiệm đơn vị) nên tác giả
tiến hành lấy sai phân bậc 1 của các biến và tiếp tục kiểm định tính dừng. Kết quả
kiểm định sai phân cho thấy các biến này đều dừng ở bậc 1 ở mức ý nghĩa 1%. Chi
tiết kiểm định tính dừng được trình bày ở phần Phụ lục.
Do độ trễ của các biến khác nhau nên ta tiến hành ước lượng mô hình vector
tự hồi quy mà không cần kiểm tra tính đồng liên kết của các biến.
4.2.2 Kiểm định độ trễ cho mô hình

40. 33
Trong ước lượng mô hình, các biến kinh tế vĩ mô luôn có tác động qua lại với
nhau do đó ta cần xác định được độ trễ của mô hình phù hợp từ đó việc dự báo mô
hình VAR mới được chính xác
Trong bài nghiên cứu của mình tôi sử dụng một số kiểm định như LR;
FPE(Final prediction error);AIC(Akaike information criterion); SC(Schwarz
information criterion); HQ để xác định độ trễ phù hợp cho mô hình. Kết quả thể
hiện trong bảng 4.3.
Bảng 4.3: Kiểm định độ trễ của các biến
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8
Kết quả kiểm định cho thấy tiêu chí SC và HQ lựa chọn độ trễ là 1; FPE;AIC;
lựa chọn độ trễ là 2; tiêu chí lựa chọn độ trễ là 3 trong khi tiêu chí LR lựa chọn độ
trễ là 5.
Để lựa chọn độ trễ tối ưu, tác giả tiến hành chạy mô hình VAR lần lượt ở các
độ trễ 1, 2 và 5 sau đó kiểm định tính ổn định và kiểm tra hiện tượng tự tương quan
của mô hình và lựa chọn độ trễ phù hợp. Kết quả được trình bày trong phần Phụ lục
và tóm lược trong bảng 4.4 so sánh kết quả mô hình.
Bảng 4.4 so sánh kết quả mô hình VAR
Mô hình độ trễ 1 Mô hình độ trễ 2 Mô hình độ trễ 5
Giá trị hàm hợp lý Log-
Likelihood
1439,749 1463,882 1499,099
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 1130.525 NA 3.39e-13 -14.52291 -14.42473 -14.48303
1 1214.525 161.4960 1.58e-13 -15.28419 -14.69514* -15.04493*
2 1252.327 70.23858 1.34e-13* -15.44938* -14.36945 -15.01074
3 1274.744 40.20592 1.39e-13 -15.41605 -13.84525 -14.77803
4 1285.344 18.32759 1.69e-13 -15.23024 -13.16857 -14.39284
5 1308.092 37.86533* 1.75e-13 -15.20119 -12.64864 -14.16440
6 1325.434 27.74733 1.95e-13 -15.10238 -12.05895 -13.86621

41. 34
Kiểm định sự ổn định Ổn định Ổn định Ổn định
Kiểm định phương sai
thay đổi
(Heteroskedasticity Tests)
Có hiện tượng
phương sai thay
đổi
Có hiện tượng
phương sai thay
đổi
Không có hiện
phương sai thay
đổi
Kiểm định tự tương quan
(LM test)
Có tự tương quan Có tự tương quan Không có tự
tương quan
Nguồn: Tác giả tổng hợp bằng phần mềm Eview8
Kết quả từ bảng 4.4 cho thấy đỗ trễ 5 là độ trễ phù hợp cho mô hình.
4.2.3 Kiểm định tính ổn định của mô hình:
Để tiến hành được hàm phàn ứng xung và phân rã phương sai thì mô hình phải
đảm bảo tính ổn định. Do đó tác giả tiến hành kiểm định tính ổn định của mô hình ở
độ trễ 5. Bảng 4.5 trình bày kết quả kiểm định tính ổn định bằng hình vẽ và dạng
bảng, cho thấy các nghiệm đơn vị đều nằm trong khoảng ±1 vì vậy ta kết luận mô
hình ổn định.
Bảng 4.5 kiểm định tính ổn định
Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: IIP DCPI DEX
DSTOCK DRATE
Exogenous variables: C
Lag specification: 1 5
Date: 09/14/18 Time: 21:10
Root Modulus
0.904901 0.904901
0.605175 +
0.528431i 0.803415
0.605175 -
0.528431i 0.803415
0.798819 0.798819
0.079935 -
0.771726i 0.775855
0.079935 + 0.775855
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial

42. 35
0.771726i
-0.381529 -
0.665222i 0.766867
-0.381529 +
0.665222i 0.766867
0.725040 -
0.214075i 0.755984
0.725040 +
0.214075i 0.755984
-0.726379 -
0.202691i 0.754129
-0.726379 +
0.202691i 0.754129
-0.570008 -
0.444454i 0.722806
-0.570008 +
0.444454i 0.722806
-0.130697 -
0.667807i 0.680477
-0.130697 +
0.667807i 0.680477
0.297592 -
0.587956i 0.658979
0.297592 +
0.587956i 0.658979
0.107515 -
0.600069i 0.609625
0.107515 +
0.600069i 0.609625
0.548403 0.548403
-0.428559 +
0.293165i 0.519239
-0.428559 -
0.293165i 0.519239
-0.410478 0.410478
-0.338414 0.338414
No root lies outside the unit circle.
VAR satisfies the stability condition.
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8

43. 36
4.2.4 Kiểm định tự tương quan
 Kiểm định tự tương quan Portmanteau
P-value cho thấy kết quả lớn hơn 0,05, ta chấp nhận giả thiết Ho nên kết luận
mô hình không có hiện tượng tương quan phần dư. Chi tiết kết quả kiểm định được
trình bày trong phần Phụ lục.
 Kiểm định tự tương quan LM test
Kết quả kiểm định hiện tượng tương quan phần dư trong mô hình được trình
bày trong bảng 4.6. Với giả thiết H0: không tồn tại hiện tượng tự tương quan. Tại độ
trễ 5 cho thấy Prob = 0,7125 nên ta chấp nhận H0, kết luận mô hình không bị hiện
tượng tự tương quan.
Bảng 4.6 Kiểm định tự tương quan LM test
VAR Residual Serial Correlation LM Tests
Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h
Date: 09/14/18 Time: 20:05
Sample: 2004M01 2018M03
Included observations: 165
Lags LM-Stat Prob
1 20.30415 0.7307
2 15.54168 0.9278
3 26.94377 0.3587
4 21.30300 0.6756
5 20.64088 0.7125
6 9.613655 0.9976
7 21.07562 0.6884
8 29.32141 0.2507
9 24.77582 0.4750
10 27.94692 0.3103
11 32.54540 0.1428
12 56.62108 0.0003
Probs from chi-square with 25 df.
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8
4.2.5 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi của mô hình

44. 37
Bảng 4.7 kiểm định White Heteroskedasticit cho kết quả Prob > α = 0,05 nên
ta chấp nhận giả thiết H0 (H0: không có hiện tượng phương sai thay đổi). Vậy mô
hình không có hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.7 Kiểm định White Heteroskedasticit
Joint test:
Chi-sq df Prob.
798.4609 750 0.1070
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8
4.2.6 Kiểm định Granger
Hệ phương trình VAR được sử dụng khi các biến có quan hệ hai chiều do đó
tác giả sử dụng kiểm định nhân qua Granger nhằm kiểm tra mối quan hệ qua lại của
các biến. Kết quả kiểm định được trình bày như trong bảng 4.6
Bảng 4.8: Kiểm định nhân quả Granger
VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests
Date: 09/07/18 Time: 19:03
Sample: 2004M01 2018M03
Included observations: 165
Dependent variable: IIP
Excluded Chi-sq df Prob.
DCPI 1.401475 5 0.9242
DEX 2.968134 5 0.7049
DSTOCK 4.193968 5 0.5218
DRATE 6.033100 5 0.3030
All 15.86879 20 0.7247
Dependent variable: DCPI
Excluded Chi-sq df Prob.
IIP 6.439065 5 0.2658
DEX 10.17638 5 0.0704
DSTOCK 9.644900 5 0.0859

45. 38
DRATE 13.44800 5 0.0195
All 45.18816 20 0.0010
Dependent variable: DEX
Excluded Chi-sq df Prob.
IIP 1.919242 5 0.8602
DCPI 1.361578 5 0.9285
DSTOCK 5.459445 5 0.3624
DRATE 8.195543 5 0.1458
All 19.25683 20 0.5052
Dependent variable: DSTOCK
Excluded Chi-sq df Prob.
IIP 6.039931 5 0.3024
DCPI 18.89976 5 0.0020
DEX 7.424975 5 0.1909
DRATE 3.741820 5 0.5872
All 38.69014 20 0.0073
Dependent variable: DRATE
Excluded Chi-sq df Prob.
IIP 5.644503 5 0.3424
DCPI 11.79614 5 0.0377
DEX 2.377598 5 0.7948
DSTOCK 3.842185 5 0.5724
All 25.32341 20 0.1893
Nguồn: Tác giả tính toán dựa trên phần mềm Eview 8
4.3 Ước lượng mô hình SVAR
Các kiểm định trên cho thấy mô hình với độ trễ 5 phù hợp với các kiểm định
kinh tế lượng. Do đó tác giả tiến hành ước lượng mô hình SVAR theo độ trễ 5. Kết
Tải bản FULL (83 trang): https://bit.ly/3Yuuj4d
Dự phòng: fb.com/TaiHo123doc.net

46. 39
quả ước lượng ma trận A được thể hiện trong phần Phụ Lục và tóm tắt ở bảng ước
lượng ma trận như sau.
Bảng 4.9 Ước lượng ma trận
4.4 Phân tích hàm phản ứng xung
4.4.1 Phản ứng của giá chứng khoán khi có cú sốc chính sách tiền tệ:
-.08
-.06
-.04
-.02
.00
.02
.04
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
Accumulated Response of DSTOCK to Cholesky
One S.D. DRATE Innovation
Nguồn: Tác giả tính toán bằng Eview 8
Hình 4.1: Phản ứng của chứng khoán khi có cú sốc CSTT
Hình 4.1 cho thấy khi có cú sốc lãi suất xảy ra thì chứng khoán giảm điểm
trong 3 kỳ đầu tiên, sau đó tăng nhẹ trong 1 kỳ rồi giảm điểm và luôn biến động
ngược chiều. Điều này đúng với lý thuyết kinh tế theo mô hình định giá cổ phiếu
IIP CPI EX STOCK RATE
IIP 1 0 0 0 0
CPI -0.0041 1 0 0 0
EX 0,0124 -0,2043 1 0 0
STOCK -0,1336 1,2832 0,0400 1 0
RATE -4,9550 -25,367 4,9293 0,0914 1
Tải bản FULL (83 trang): https://bit.ly/3Yuuj4d
Dự phòng: fb.com/TaiHo123doc.net

47. 40
bằng phương pháp chiết khấu dòng tiền (DCF) – giá chứng khoán và lãi suất luôn
có mối quan hệ ngược chiều và có thể giải thích theo hai cách như sau:
Một là, khi lãi suất tăng sẽ dẫn đến chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp
cũng tăng dẫn đến lợi nhuận trên mỗi cổ phiếu giảm dẫn đến giá chứng khoán giảm.
Hai là, khi lãi suất tăng, đó có thể là dấu hiệu bất ổn của nền kinh tế và lúc đó
chi phí cơ hội tăng lên khiến cho NĐT cũng sẽ đòi hỏi tỷ suất sinh lợi cao hơn khi
đầu tư vào TTCK. Đồng thời tâm lý nhà đâu từ sẽ thích gửi tiết kiệm hơn là đầu tư
tiền vào chứng khoán nên cầu chứng khoán giảm dẫn đến giá chứng khoán cũng
giảm theo.
Kết quả này phụ hợp với nghiên cứu trong và ngoài nước về tác động của
CSTT lên giá chứng khoán. Ta có thể kể đến như kết luận của Pirovano (2012) khi
nghiên cứu tác động của CSTT khu vực đồng Euro lên giá cổ phiếu ở một số quốc
gia thành viên đã cho thấy phản ứng ngược chiều của chỉ số giá cổ phiếu trước các
cú sốc CSTT.
Thật vậy, qua tình hình thực tế tại Việt nam trong giai đoạn nghiên cứu đồng
thời được thể hiện ở Hình 2.2 Biểu đồ biến động lãi suất và chỉ số VN-Index cho
thấy lãi suất và giá chứng khoán luôn biến động ngược chiều. Tiêu biểu giai đoạn
2007 khi chỉ số Vn-Index đạt cao kỷ lục thì các mức lãi suất được duy trì ở mức
thấp, lãi suất cơ bản chỉ khoản 8,25%/năm. Sang đến năm 2008 khi TTCK liên tiếp
giảm điểm thì NHNN thực hiện tăng cao các mức lãi suất, lãi suất cơ bản có lúc lên
đến 14%.
Đối với thị trường Việt Nam,nghiên cứu của tác giả Huỳnh Thế Nguyên và
Nguyễn Quyết (2013) đã khẳng định lãi suất và tỷ giá có tác động đến thị trường
chứng khoán Việt Nam nói chung và VNINDEX nói riêng. Hoặc như kết luận
nghiên cứu của nhóm tác giả Dương Ngọc Mai Phương; Vũ Thị Phương Anh, Đỗ
Thị Trúc Đào, Nguyễn Hữu Tuấn (2015) cũng cho thấy CSTT và thị trường chứng
khoán có mối quan hệ ngược chiều.
4.4.2 Phản ứng của giá chứng khoán khi bị tác động bởi tỷ giá:
6670742