Tác động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam

44
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ ĐẾN GIÁ CỔ 
PHIẾU TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Đặng Thị Quỳnh Anh*
TÓM TẮT
Bài viết này nghiên cứu tác động của thay đổi chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên thị 
trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 12/2014 bằng 
việc sử dụng mô hình VAR kết hợp với mô hình nghiên cứu của Thorbecke (1997). Kết quả cho thấy 
lãi suất tái chiết khấu có tác động ngược chiều và cung tiền đều có tác động cùng chiều đến giá cổ 
phiếu. Ngoài ra, VN-INDEX còn phản ứng khá mạnh với sự thay đổi của lạm phát và sản lượng, nhất 
là ở giai đoạn sau khi NHNN ban hành chỉ thị số 03/2007/CT-NHNN về kiểm soát quy mô, chất lượng 
tín dụng và cho vay đầu tư, kinh doanh chứng khoán đối với các tổ chức tín dụng.
Từ khóa: giá cổ phiếu, chính sách tiền tệ, thị trường chứng khoán
IMPACT OF MONETARY POLICY TO THE MARKET PRICE OF 
SECURITIES IN VIETNAM
ABSTRACT
This paper investigates the impact of monetary policy on stock prices in Vietnam over the 
period 2002 - 2014 using VAR model combined with model of Thorbecke (1997). Results indicate 
that discount interest rates in the opposite effect and the money supply are affected the same way 
on stock prices. Additionally, VN-INDEX also react strongly to changes in inflation and output, 
particularly in the period after the State Bank issued Directive No. 03/2007/CT-NHNN on controlling 
the size, quality credit and loans in securities trading.
Keywords: stock prices, monetary policy, stock market
* ThS. GV. Khoa Tài chính, Trường Đại học Ngân hàng TP.HCM. 
Email: anhdtq@buh.edu.vn - Điện thoại: 0908.642674
1. ĐẶT VẤN ĐỀ
Qua hơn 15 năm hình thành và phát triển, 
thị trường chứng khoán (TTCK) Việt Nam 
ngày càng chứng tỏ vai trò là kênh huy động 
vốn trung dài hạn cho nền kinh tế, tạo thanh 
khoản cho chứng khoán được phát hành và 
là nơi đánh giá hoạt động của các doanh 
nghiệp cũng như cung cấp cơ hội đầu tư cho 
công chúng. Tuy nhiên, thị trường cũng trải 
qua nhiều giai đoạn biến động mạnh về giá 
cổ phiếu, giá trị giao dịch, số lượng công ty 
chứng khoán, số lượng công ty niêm yết... Sự 
thăng trầm đó do tác động của nhiều nhân tố 
trong đó không thể không kể đến các chính 
sách kinh tế vĩ mô của nhà nước. 
Tuy nhiên, các nhân tố vĩ mô trong nền 
kinh tế lại chịu tác động mạnh từ những thay 
đổi trong điều hành chính sách tiền tệ của 
Ngân hàng Nhà nước (NHNN). Vì vậy, cần có 
nghiên cứu chuyên sâu được thực hiện nhằm 
45
Tác động của chính sách . . .
giúp các nhà hoạch định chính sách hiểu rõ 
hơn về cơ chế tác động của chính sách tiền 
tệ đến giá cổ phiếu trên TTCK, từ đó có các 
quyết định hỗ trợ cho sự phát triển của TTCK 
Việt Nam.
2. CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC 
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 
2.1. Cơ sở lý thuyết
Theo mô hình chiết khấu cổ tức (Dividend 
Discount Model – DDM) của Gordon (1962) 
thì giá cổ phiếu được xác định dựa trên giá trị 
hiện tại của dòng cổ tức kỳ vọng nhận được 
trong tương lai và lãi suất yêu cầu của nhà đầu 
tư trên thị trường. Giá cổ phiếu S
t 
được xác 
định như sau: 
Trong đó:
E
t
: kỳ vọng của nhà đầu tư dựa trên các 
thông tin có được vào thời điểm t
S
t
: giá cổ phiếu ở thời điểm t
D
t+j
: cổ tức dự tính nhận được từ thời điểm 
t đến thời điểm j
K: thời gian nắm giữ cổ phiếu
r: lãi suất được sử dụng bởi các nhà đầu 
tư trên thị trường khi chiết khấu dòng cổ tức 
trong tương lai 
Từ công thức (1) cho thấy sự thay đổi 
trong điều hành chính sách tiền tệ sẽ tác động 
đến giá cổ phiếu qua hai cách. Cách thứ nhất 
là ảnh hưởng trực tiếp đến giá cổ phiếu thông 
qua tác động đến lãi suất yêu cầu của nhà đầu 
tư. Khi NHTW thực hiện nới lỏng tiền tệ sẽ 
làm giảm lãi suất trên thị trường, do đó cũng 
làm giảm lãi suất yêu cầu của nhà đầu tư khi 
mua cổ phiếu công ty, từ đó làm tăng giá cổ 
phiếu. Theo Ioannidis and Kontonikas (2008) 
cơ chế tác động trên xảy ra dựa trên hai giả 
định là: lãi suất chiết khấu mà nhà đầu tư trên 
thị trường sử dụng có liên hệ chặt chẽ với lãi 
suất thị trường và giả định thứ hai là NHTW 
có thể tác động đến lãi suất thị trường. Cách 
thứ hai là theo Patelis (1997) chính sách tiền 
tệ có thể tác động gián tiếp đến giá cổ phiếu 
thông qua tác động đến lợi nhuận kỳ vọng của 
công ty trong tương lai, từ đó ảnh hưởng đến 
cổ tức kỳ vọng. Việc nới lỏng chính sách tiền 
tệ sẽ tác động giảm lãi suất, do đó kích thích 
doanh nghiệp tăng đầu tư, mở rộng sản xuất 
dẫn đến lợi nhuận được kỳ vọng sẽ tăng lên, 
từ đó làm tăng giá cổ phiếu trên TTCK. Vì 
vậy, nếu CSTT có ảnh hưởng đến nền kinh tế 
thì TTCK cũng bị ảnh hưởng bởi các yếu tố 
của CSTT.
Theo lý thuyết số lượng tiền tệ của Brunner 
(1961), Friedman (1961) và Friedman and 
Schwartz (1975) thì chính sách tiền tệ có 
thể tác động đến giá cổ phiếu qua việc lựa 
chọn danh mục của nhà đầu tư. Khi NHTW 
nới lỏng tiền tệ, nhà đầu tư đang nắm giữ các 
tài sản khác nhau trong danh mục sẽ chuyển 
từ nắm giữ tiền sang nắm giữ các tài sản có 
mức sinh lời cao hơn, trong đó có cổ phiếu 
(hiệu ứng của cải). Sự gia tăng của mức cầu 
cổ phiếu sẽ đẩy giá cổ phiếu trên thị trường 
tăng lên. 
Rozeff (1974) đã đưa ra mô hình danh mục 
đầu tư tiền tệ, vận dụng lý thuyết số lượng 
tiền tệ để giải thích về mối quan hệ giữa chính 
sách tiền tệ và giá cổ phiếu. Theo đó tác động 
của sự gia tăng cung tiền là dẫn đến sự tăng 
lên của mức giá cả hàng hóa trong dài hạn, từ 
đó làm tăng tỷ lệ lạm phát dự tính trong nền 
kinh tế. Việc tăng tỷ lệ lạm phát dự tính (theo 
hiệu ứng Fisher) sẽ làm tăng lãi suất danh 
nghĩa. Lý thuyết số lượng tiền tệ cho thấy nhà 
đầu tư sẽ chuyển từ nắm giữ tiền sang nắm 
giữ các tài sản tài chính (trong đó có cổ phiếu) 
46
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
để được hưởng tỷ suất sinh lời cao hơn. Do 
đó, thúc đẩy tăng giá cổ phiếu trên thị trường. 
2.2. Một số nghiên cứu thực nghiệm về tác 
động của chính sách tiền tệ đến giá cổ phiếu
Một trong những nghiên cứu sớm nhất 
về mối quan hệ giữa CSTT và giá cổ phiếu 
là nghiên cứu của (Sprinkel 1964). Dựa trên 
phân tích đồ thị đỉnh và đáy của dữ liệu từ 
năm 1918 đến 1960 trên thị trường Mỹ, cho 
thấy cung tiền và giá cổ phiếu có mối quan hệ 
cùng chiều. Những thay đổi của giá cổ phiếu 
có độ trễ trung bình 6 tháng so với thay đổi 
tốc độ tăng cung tiền. 
Từ sau những nghiên cứu ở thập niên 70 
của thế kỷ XX, các nghiên cứu về tác động của 
CSTT đến giá cổ phiếu trên TTCK tại các quốc 
gia trên thế giới tiếp tục phát triển nhiều hướng 
tiếp cận khác nhau. Bernanke and Kuttner 
(2005) đã sử dụng phương pháp nghiên cứu 
sự kiện (event study) để đo lường phản ứng 
của giá cổ phiếu đối với những thay đổi của 
CSTT (xét trên góc độ toàn thị trường và từng 
ngành), đồng thời nghiên cứu nguyên nhân gây 
ra những phản ứng đó. Kết quả cho thấy, việc 
cắt giảm 25 điểm cơ bản lãi suất ngoài kỳ vọng 
làm tăng giá cổ phiếu 1%. Thắt chặt tiền tệ làm 
giảm giá cổ phiếu do tăng rủi ro khi đầu tư cổ 
phiếu (vì chi phí sử dụng vốn tăng làm giá trị 
tài sản doanh nghiệp giảm). Ngoài ra, thắt chặt 
tiền tệ còn làm giảm giá cổ phiếu do tác động 
vào nhu cầu mua cổ phiếu của nhà đầu tư (tiêu 
dùng giảm, tăng tiết kiệm).
Một cách khác để xem xét mối quan hệ này 
đó là nghiên cứu ảnh hưởng của những thay 
đổi CSTT ngoài kỳ vọng đối với giá cổ phiếu. 
Vì theo lý thuyết thị trường hiệu quả, những 
thay đổi cung tiền (hoặc lãi suất) trong dự đoán 
sẽ không tác động đến TTCK. Nhiều nghiên 
cứu như của Bernanke and Kuttner (2005), 
Ehrmann and Fratzscher (2004), Rigobon and 
Sack (2004) trên thị trường Mỹ cho thấy tăng 
cung tiền ngoài kỳ vọng có mối quan hệ cùng 
chiều với giá cổ phiếu trên thị trường.
Lastrapes (1998) đã sử dụng mô hình 
VAR để ghiên cứu về mối quan hệ dài hạn 
giữa CSTT và giá cổ phiếu trên TTCK. Kết 
quả cho thấy giá cổ phiếu tại các quốc gia 
G7 có phản ứng cùng chiều với các thay đổi 
của cung tiền. Ở khu vực ASEAN gần đây có 
nghiên cứu của Raghavan and Dungey (2015) 
tại Singapore, Malaysia, Thái Lan, Indonesia 
và Phillipin. Kết quả cho thấy tại các quốc gia 
được nghiên cứu, giá cổ phiếu có mối quan hệ 
dài hạn với các biến vĩ mô như tổng sản lượng 
thực, tổng cung tiền và tỷ giá hối đoái. 
Để đánh giá tác động của các nhân tố vĩ 
mô đến TTCK tại Việt Nam, thời gian gần đây 
đã có một số nghiên cứu như: Trần Thị Xuân 
Anh và Ngô Thị Hằng (2012), Phan Thị Bích 
Nguyệt và Phạm Dương Phương Thảo (2013), 
Phan Đình Nguyên và Hà Minh Phước (2012)... 
Hầu hết đây là các nghiên cứu định lượng nhằm 
đánh giá tác động của một số biến vĩ mô như: 
lạm phát, tỷ giá, cung tiền, lãi suất, sản lượng 
công nghiệp đến thanh khoản, hoặc giá cổ 
phiếu, tỷ suất sinh lời của cổ phiếu trên TTCK 
Việt Nam. Các nghiên cứu trên bước đầu đã 
giúp cho nhà hoạch định chính sách thấy được 
tác động của các nhân tố vĩ mô đến TTCK, từ 
đó hỗ trợ cho việc ra các quyết định chính sách. 
Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu đánh giá riêng 
tác động của CSTT đến giá cổ phiếu trên 
TTCK tại Việt Nam.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ 
NGUỒN DỮ LIỆU
Mô hình nghiên cứu được xây dựng dựa 
trên mô hình của Thorbecke (1997) và được 
phát triển bởi nhiều nghiên cứu sau này như 
Ehrmann, Fratzscher và cộng sự (2005), 
Ben Naceur, Boughrara và cộng sự (2007), 
Ioannidis và Kontonikas (2008).
47
Tác động của chính sách . . .
Δs
t
 = β
0
 + β
1
 Δr
t
 +ЃX
t 
+ ε
t
 (2) 
Trong đó: s
t
 là giá cổ phiếu, r là lãi suất 
chính sách (là công cụ do NHTW sử dụng 
như: lãi suất tái chiết khấu hoặc lãi suất liên 
ngân hàng). Z là vector các biến vĩ mô có thể 
tác động đến việc điều hành CSTT (lạm phát, 
tăng trưởng kinh tế, lãi suất thị trường...). X 
là vector các biến vĩ mô có tác động đến giá 
cổ phiếu. Công thức (2) cho biết phản ứng của 
giá chứng khoán khi có sự thay đổi của lãi suất 
chiết khấu và các biến số vĩ mô trong vector X. 
Để xem xét tác động của CSTT đến giá 
cổ phiếu trên TTCK Việt Nam, các biến số 
trong phương trình (2) được xác định như sau: 
Δs
t
 là thay đổi giá cổ phiếu với đại diện là 
chỉ số chứng khoán VN-Index. Δr
t
 là thay đổi 
lãi suất tái chiết khấu do NHNN thông báo. 
Vector X
t
 gồm các biến vĩ mô như sau: chỉ số 
sản xuất công nghiệp (IPI) và chỉ số giá tiêu 
dùng (CPI) và lãi suất thị trường (LR) và cung 
tiền (M2). Mô hình nghiên cứu về thay đổi 
của giá cổ phiếu trước cú sốc trong điều hành 
CSTT được biểu diễn như sau:
ΔVNI
t
 = β
0
 + β
1
 Δr
t
 +Γ›X
t 
+ ε
t
 (3)
Trong đó, vector X
t
 gồm có các biến: 
sản lượng (IPI), giá hàng hóa (CPI) và cung 
tiền (M2). 
VN-INDEX được lựa chọn là biến đại diện 
cho giá cổ phiếu toàn thị trường. Việc lựa chọn 
chỉ số chứng khoán làm đại diện cho sự thay 
đổi của TTCK được sử dụng tại nhiều nghiên 
cứu như Rigobon và Sack (2004), Ioannidis 
và Kontonikas (2008), Stoica and Diaconașu 
(2012), Raghavan và Dungey (2015).
Biến đại diện cho điều hành CSTT của 
NHNN là lãi suất tái chiết khấu (DR), vì đây 
là lãi suất thấp nhất mà NHNN sẵn sàng cho 
các NHTM vay. Các lãi suất khác trên thị 
trường như lãi suất tiền gửi, lãi suất cho vay, 
lãi suất liên ngân hàng có xu hướng biến động 
cùng chiều với lãi suất này. 
Chỉ số sản xuất công nghiệp được nhiều 
nghiên cứu trên thế giới sử dụng như là thước 
đo để thay thế cho biến số tăng trưởng GDP 
như Thorbecke (1997), Ben Naceur, Boughrara 
và cộng sự (2007), Ioannidis và Kontonikas 
(2008), Raghavan và Dungey (2015). 
Biến cung tiền M2 đại diện cho mục tiêu 
trung gian của CSTT. Đối với các nghiên cứu 
được thực hiện tại nhiều quốc gia có mức độ 
phát triển kinh tế không đồng đều như nghiên 
cứu của Lastrapes (1998), Aziza (2010) thì 
biến đại diện cho mục tiêu trung gian của 
CSTT thường được lựa chọn là cung tiền. 
Bảng 2: Tổng hợp các biến số và nguồn dữ liệu
Biến số Ký hiệu Diễn giải Nguồn
Chỉ số chứng khoán VN-Index VN-Index Log(VN-Index
t
/VN-Index
t-1
) HOSE
Lãi suất tái chiết khấu DR
Lãi suất tái chiết khấu do NHNN 
Việt Nam công bố (%)
NHNN
Chỉ số sản xuất công nghiệp IP Chỉ số sản xuất công nghiệp (%) ARIC1
Lạm phát CPI Chỉ số giá tiêu dùng (%) IFS2
Cung tiền M2 Tổng phương tiện thanh toán (%) IFS
Lãi suất cho vay LR
lãi suất cho vay của các ngân hàng 
thương mại (%/năm)
IFS
1 Asia Regional Integration Center (Trung tâm Hội nhập Khu vực Châu Á) 
2 International Financial Statistics (Thống kê tài chính quốc tế)
48
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Nghiên cứu sử dụng dữ liệu tần suất tháng 
trong giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 
12/2014 với 156 quan sát. Nguyên nhân là do 
trong khoảng thời gian từ 2000- 2001, TTCK 
Việt Nam mới bắt đầu hoạt động với 5 công 
ty niêm yết, giá trị vốn hóa thị trường nhỏ hơn 
1% GDP, giá trị giao dịch hàng ngày chỉ vài 
tỷ đồng, do đó chưa thực sự thu hút được sự 
quan tâm của đông đảo công chúng.
4. KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG VÀ LỰA 
CHỌN ĐỘ TRỄ TỐI ƯU
Để ước lượng phương trình (3) nghiên cứu 
sử dụng mô hình tự hồi quy vector (VAR). Mô 
hình VAR do Sims, Stock và cộng sự (1990) 
xây dựng để nghiên cứu và dự báo động thái 
của các biến số kinh tế vĩ mô. Trong mô hình 
VAR, mỗi biến số được giải thích bằng một 
phương trình chứa các giá trị trễ của các biến 
số khác. 
4.1. Kiểm định tính dừng
Hồi quy theo mô hình VAR đòi hỏi các 
biến được sử dụng phải dừng để tránh hiện 
tượng hồi quy giả mạo, kết quả ước lượng 
không đáng tin cậy. Kết quả kiểm định tính 
dừng được thể hiện trong bảng 3: 
Bảng 3: Kết quả kiểm định ADF và PP các chuỗi dữ liệu mô hình VAR
Biến số
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc I
Kết 
quả
Trị thống kê t 
(Kiểm định ADF)
Trị thống kê t 
(Kiểm định PP)
Trị thống kê t 
(Kiểm định ADF)
Trị thống kê t 
(Kiểm định PP)
VN- 
INDEX -7,5982*** -7,4894*** I(0)
DR -11,4698*** -11,5486*** I(0)
IP -4,1414*** -10,2782*** I(0)
CPI -2,8099* -2,6210* I(0)
M2 -10,3768*** -10,4916*** I(0)
LR -3,2561 -2,4372 -5,4899*** -8,2992*** I(1)
(Ghi chú: *, *** lần lượt cho biết mức ý nghĩa 10% và 1%)
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0
Từ kết quả ở bảng 3, các chuỗi đều dừng ở 
bậc gốc, trừ lãi suất cho vay (LR). Vì vậy, để 
đảm bảo các chuỗi dữ liệu đều dừng, tác giả 
tiến hành lấy sai phân bậc I cho chuỗi LR. Kết 
quả cho thấy chuỗi LR dừng ở sai phân bậc I 
với mức ý nghĩa 1%. 
4.2. Lựa chọn độ trễ tối ưu
Bảng 4 cho thấy, ba tiêu chí là FBE, AIC, 
và HQ đều cho kết quả lựa chọn độ trễ là 2. 
Theo Brooks (2008), việc lựa chọn độ trễ tối 
ưu thường sử dụng tiêu chuẩn AIC và FPE; vì 
vậy tác giả chọn độ trễ tối ưu cho mô hình là 2.
Bảng 4: Xác định độ trễ tối ưu
 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -2556.863 NA 38039454 34.48139 34.72332 34.57968
1 -2223.622 630.6988 704275.6 30.49157 31.45928* 30.88473
2 -2155.570 123.3157 459278.5* 30.06134* 31.75484 30.74938*
3 -2125.525 52.02426 500713.1 30.14127 32.56056 31.12419
4 -2096.995 47.10227 560136.2 30.24155 33.38662 31.51934
5 -2065.342 49.71046 605244.8 30.29989 34.17075 31.87256
6 -2028.285 55.21256* 613852.4 30.28570 34.88235 32.15324
 Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0
49
Tác động của chính sách . . .
4.3. Các kiểm định mô hình VAR
Từ kết quả kiểm định tính ổn định tổng 
quát của mô hình bằng nghiệm nghịch đảo của 
đa thức đặc tính AR cho thấy tất cả các nghiệm 
của đa thức đều nằm trong vòng tròn đơn vị, 
chứng tỏ mô hình VAR được ước lượng có 
tính ổn định. Kết quả kiểm định tương quan 
chuỗi của phần dư cho thấy không có tồn tại 
tương quan chuỗi của phần dư. Vì vậy, mô 
hình VAR được ước lượng là đáng tin cậy.
Lags LM-Stat Prob
1 46.27245 0.1173
2 45.82125 0.1265
3 40.08518 0.2938
4 43.56162 0.1807
5 46.99930 0.1037
6 39.36892 0.3216
7 49.73832 0.0635
8 38.06107 0.3757
9 36.55984 0.4427
10 27.16609 0.8556
Probs from chi-square with 36 df.
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.
5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
5.1. Phân tích phản ứng đẩy
Từ hình 1 cho thấy phản ứng của VN-
INDEX khi có cú sốc lãi suất tái chiết khấu 
xảy ra đúng như dự đoán. Sự tăng lên đột ngột 
của lãi suất tái chiết khấu làm VN-INDEX 
giảm mạnh ở mức 2,5% ngay ở tháng thứ hai. 
Sau đó, VN-INDEX tiếp tục sụt giảm về mức 
cân bằng mới là giảm 4% sau 12 tháng xảy ra 
cú sốc. Kết quả này phản ánh đúng diễn biến 
thực tế trên TTCK Việt Nam, đặc biệt từ năm 
2008 đến nay. Việc tăng lãi suất tái chiết khấu 
đột ngột vào tháng 05/2008 từ 6% lên 11% và 
tăng liên tục các tháng sau đó đến cuối năm 
2008; cùng với các biện pháp thắt chặt tiền tệ 
khác như tăng tỷ lệ DTBB, khống chế tổng dư 
nợ cho vay, chiết khấu giấy tờ có giá để đầu tư 
kinh doanh chứng khoán đã gây khó khăn về 
thanh khoản cho hệ thống ngân hàng, đẩy lãi 
suất trên thị trường tăng cao. 
Sự tăng lên của lãi suất thị trường làm tăng 
chi phí đi vay của doanh nghiệp, từ đó làm 
giảm lợi nhuận kỳ vọng và tăng lãi suất chiết 
khấu khi định giá cổ phiếu. Theo mô hình chiết 
khấu cổ tức và lý thuyết số lượng tiền tệ thì giá 
cổ phiếu sẽ giảm. Vì vậy, việc thắt chặt tiền 
tệ từ đầu năm 2008 đã làm VN-INDEX liên 
tục giảm nhiều tháng và đạt mức thấp nhất 12 
tháng sau đó với 261,54 điểm.
Hình 1: Phản ứng tích lũy của VN-INDEX-Index 
do sốc lãi suất tái chiết khấu, cung tiền, lãi suất 
thị trường, giá và sản lượng
Sốc lãi suất tái chiết khấu
Sốc lãi suất thị trường
50
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Sốc M2
Sốc sản lượng 
Sốc giá 
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0
Lãi suất thị trường tác động đến VN-
INDEX đúng như kỳ vọng. Chỉ số giá cổ 
phiếu giảm 1% ngay có cú sốc xảy ra đối với 
lãi suất thị trường và đạt mức cân bằng mới 
là giảm 2% sau 2 quý. Từ kết quả này cho 
thấy mức tăng của VN-INDEX do sốc lãi suất 
lãi suất thị trường yếu hơn do sốc lãi suất tái 
chiết khấu vì lãi suất thị trường chỉ là một 
trong các kênh truyền dẫn tác động của CSTT 
nên mức ảnh hưởng không lớn như lãi suất tái 
chiết khấu, một công cụ của CSTT.
Cú sốc sản lượng không tác động ngay 
lập tức tới VN-INDEX mà bắt đầu xảy ra sau 
1 quý. VN-INDEX tăng từ tháng thứ 4 với 
mức 1% và đạt mức cân bằng mới tăng 2% 
sau 6 tháng. Kết quả này đúng như kỳ vọng và 
giống với kết quả của Phan Thị Bích Nguyệt 
2013, Võ Lê Mai (2012) cho thị trường Việt 
Nam và cũng như một số nghiên cứu trên các 
thị trường phát triển và thị trường mới nổi như 
(Thorbecke 1997, Ben Naceur, Boughrara et 
al. 2007, Ioannidis and Kontonikas 2008, 
Raghavan and Dungey 2015). Theo mô hình 
chiết khấu cổ tức và lý thuyết số lượng tiền 
tệ, sự gia tăng của sản lượng trong nền kinh 
tế cho thấy hoạt động sản xuất kinh doanh của 
các doanh nghiệp tốt hơn, gia tăng lợi nhuận 
từ đó tác động làm tăng dòng tiền kỳ vọng và 
tăng giá cổ phiếu. 
Ngược lại với cú sốc sản lượng, VN-
INDEX phản ứng khá mạnh trước cú sốc lạm 
phát. VN-INDEX bắt đầu giảm từ ngay từ 
tháng đầu tiên khi có cú sốc chỉ số giá tiêu 
dùng xảy ra và đạt mức cân bằng mới giảm tới 
9% sau 3 quý. Kết quả này cho thấy các nhà 
đầu tư trên TTCK Việt Nam phản ứng mạnh 
trước cú sốc chỉ số giá tiêu dùng. Lo ngại về 
sự bùng lên của lạm phát luôn thường trực và 
ảnh hưởng lớn đến tâm lý nhà đầu tư. Ngoài 
ra, tác động gián tiếp của lạm phát đến VN-
INDEX là do việc tăng giá hàng hóa trong 
nền kinh tế (nhất là những năm có lạm phát 
cao như 2008, 2011) đã làm tăng giá nguyên 
liệu đầu vào của các doanh nghiệp (trong đó 
có các doanh nghiệp niêm yết), gây khó khăn 
cho hoạt động sản xuất kinh doanh, từ đó làm 
giảm lợi nhuận của doanh nghiệp. Đây cũng là 
yếu tố làm giảm giá cổ phiếu trên thị trường. 
Từ các kết quả phân tích ở trên cho thấy, 
CSTT đã có những tác động nhất định đến giá 
cổ phiếu trên TTCK Việt Nam. Những thay 
đổi trong điều hành CSTT của NHNN thông 
qua thay đổi lãi suất tái chiết khấu và cung tiền 
đã có những ảnh hưởng đến giá chứng khoán, 
đặc biệt VN-INDEX khá nhạy cảm với sự thay 
51
Tác động của chính sách . . .
đổi của lạm phát. Khi có sự gia tăng đột ngột từ 
CPI thì VN-INDEX cũng phản ứng giảm ngay 
lập tức. Từ kết quả này là cơ sở để đưa ra các 
gợi ý chính sách cho NHNN trong việc điều 
hành CSTT. 
5.2. Phân tích phân rã phương sai
Để làm rõ hơn vai trò của CSTT đối với 
những thay đổi của giá cổ phiếu trên TTCK 
Việt Nam, phân rã phương sai được thực 
hiện theo hai đoạn là từ tháng 01/2002 đến 
tháng 05/2007 và từ tháng 06/2007 đến tháng 
12/2014. Sở dĩ, nghiên cứu chọn mốc phân 
chia tháng 05/2007 là do vào ngày 28/05/2007 
NHNN đã ban hành chỉ thị số 03/2007/CT-
NHNN về kiểm soát quy mô, chất lượng tín 
dụng và cho vay đầu tư, kinh doanh chứng 
khoán nhằm kiểm soát lạm phát. Theo đó, 
các tổ chức tín dụng phải thực hiện các biện 
pháp khống chế dư nợ vốn cho vay, chiết 
khấu giấy tờ có giá để đầu tư, kinh doanh 
chứng khoán ở mức dưới 3% tổng dư nợ tín 
dụng. Sau đó đến ngày 01/02/2008 NHNN 
đã thay thế chỉ thị này bằng quyết định số 
03/2008/QĐ-NHNN về cho vay, chiết khấu 
giấy tờ có giá để đầu tư và kinh doanh chứng 
khoán. Đây là hai quyết định được coi là có 
ảnh hưởng mạnh mẽ của NHNN đối với hoạt 
động đầu tư trên TTCK. 
Bảng 4. Phân rã phương sai VN-Index
Phân rã phương sai của VN-Index giai đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 05/2007
Thời kỳ IP CPI LR M2 DR VN-INDEX
1 1.620370 0.354956 2.078150 0.535031 2.649392 92.76210
3 1.746372 0.209037 3.905093 13.97582 3.099279 77.06440
6 1.901401 1.555207 4.416616 17.95363 3.733441 70.43970
9 2.761590 1.725583 4.270129 17.70082 7.642620 65.89926
12 2.758748 2.168097 4.347702 17.60205 7.541091 65.58231
Phân rã phương sai của VN-Index giai đoạn từ tháng 06/2007 đến 12/2014
Thời kỳ IP CPI LR M2 DR VN-INDEX
1 0.476149 7.829345 0.072615 0.049621 2.888167 88.68410
3 17.54999 17.50057 3.130430 2.872961 3.856599 55.08945
6 16.26694 17.11705 4.147108 5.429279 5.868947 51.17068
9 15.73127 17.17662 6.718059 5.417952 5.810223 49.14587
12 15.21548 17.51163 8.192100 5.777158 5.924882 47.37875
Nguồn: Trích xuất từ phần mềm Eviews 8.0
Từ bảng 4 cho thấy, trước khi thông tư 
03/NHNN được ban hành thì cung tiền giải 
thích được tới 17,6% và lãi suất tái chiết khấu 
quyết định 7,5% diễn biến của VN-INDEX 
sau 12 tháng. Lãi suất thị trường và chỉ số 
giá cũng giải thích được lần lượt 2,7% và 
2,1% sự biến động của VN-INDEX trong giai 
đoạn này. Kết quả này là do trong giai đoạn 
từ năm 2002 đến năm 2007 NHNN đã liên 
tục gia tăng tổng phương tiện thanh toán với 
mức trung bình trên 25% mỗi năm, riêng năm 
2007 là 46,12%. Việc gia tăng một lượng lớn 
cung tiền đã góp phần thúc đẩy VN-Index 
tăng nhanh chóng từ năm 2006 đến đầu năm 
2007 và đạt mức cao nhất là 1.106,6 điểm vào 
ngày 10/03/2007.
52
Tạp chí Kinh tế - Kỹ thuật
Tuy nhiên, VN-INDEX ở giai đoạn sau 
tháng 05/2007 không chịu ảnh hưởng nhiều 
từ thay đổi cung tiền như giai đoạn trước. Cụ 
thể cung tiền chỉ giải thích được 5,7% và lãi 
suất tái chiết khấu giải thích được 5,9% diễn 
biến của VN-INDEX. Trong khi đó, các biến 
số lạm phát, chỉ số giá tiêu dùng lại tác động 
mạnh đến VN-INDEX. Lạm phát ảnh hưởng 
đến VN-INDEX ngay trong tháng đầu tiên và 
quyết định 17,5% diễn biến của VN-INDEX. 
Sản suất công nghiệp bắt đầu ảnh hưởng mạnh 
tới VN-INDEX từ tháng thứ hai và quyết định 
15,2% diễn biến VN-INDEX sau 12 tháng. 
Ngoài ra, ở giai đoạn này ảnh hưởng của lãi 
suất thị trường đối với giá cổ phiếu trở nên rõ 
ràng hơn so với giai đoạn trước, quyết định 
8,2% diễn biến thay đổi giá cổ phiếu trong 
12 tháng. Điều này cho thấy kênh lãi suất có 
những ảnh hưởng ngày càng mạnh hơn đối 
với sự thay đổi của giá cổ phiếu trên TTCK 
Việt Nam. 
6. KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
Nghiên cứu tác động của thay đổi chính 
sách tiền tệ đến giá cổ phiếu trên TTCK Việt 
Nam (đại diện là VN-Index) cho thấy khi có 
sự tăng lên đột ngột của lãi suất tái chiết khấu 
đã làm giá cổ phiếu giảm mạnh 2,5% ngay từ 
tháng thứ 2 và giảm 4% sau 12 tháng xảy ra 
cú sốc. Ngoài ra, VN-INDEX còn phản ứng 
cùng chiều với cú sốc cung tiền, sự gia tăng 
cung tiền làm VN-INDEX tăng lên đạt mức 
cân bằng mới 3% chỉ sau 3 tháng. Đặc biệt, 
VN-INDEX khá nhạy cảm với sự thay đổi của 
lạm phát, nhất là ở giai đoạn sau năm 2007. 
Khi có sự gia tăng đột ngột từ CPI thì VN-
INDEX cũng phản ứng giảm ngay lập tức. Kết 
quả phân rã phương sai cho thấy trong giai 
đoạn từ tháng 01/2002 đến tháng 05/2007, 
cung tiền giải thích được tới 17,6% diễn biến 
của giá cổ phiếu. Nhưng ở giai đoạn sau đó 
thì VN-INDEX chịu tác động mạnh của sản 
lượng và lạm phát, ảnh hưởng của cung tiền 
giảm rõ rệt do những can thiệp hành chính của 
NHNN vào thị trường tín dụng.
Do hoạt động của TTCK trong môi trường 
kinh tế vĩ mô và phụ thuộc vào niềm tin của 
nhà đầu tư trên thị trường. Các nhà hoạch 
định chính sách cần tạo ra một môi trường vĩ 
mô ổn định để có được sự tin tưởng của nhà 
đầu tư, từ đó mới có thể phát triển TTCK. Vì 
vậy, trong thời gian tới NHNN cần xác định 
rõ mục tiêu hoạt động, mục tiêu trung gian 
trong điều hành CSTT và có những thông tin 
rõ ràng, minh bạch đối với các mục tiêu này 
nhằm định hướng và dẫn dắt thị trường; tránh 
những thay đổi đột ngột, tác động tiêu cực đến 
sự phát triển của TTCK. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1]. Trần Thị Xuân Anh và Ngô Thị Hằng (2012), “Lượng hóa tác động của chính sách tiền tệ đến tính 
thanh khoản của thị trường chứng khoán Việt Nam”, Tạp chí Khoa học và đào tạo ngân hàng, số 
127, tháng 12/2012, trang 24 – 38
[2]. 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 khoán Việt Nam”, Tạp chí Phát triển và hội nhập, số 8 (18), 
tháng 01-02/2013, trang 34 – 41.
[3]. Aziza, F. O. (2010). “The effects of monetary policy on stock market performance: A cross-country 
analysis.” Available at SSRN 1743834.
[4]. Bagliano, F. and C. Favero (1997). Measuring monetary policy with VAR models: an evaluation.” 
mirneo, May.
53
Tác động của chính sách . . .
[5]. Ben Naceur, S., et al. (2007). “On the linkage between monetary policy and MENA stock markets?” 
Available at SSRN 1018727.
[6]. Bernanke, B. S. and K. N. Kuttner (2005). “What explains the stock market’s reaction to Federal 
Reserve policy?” The Journal of Finance 60(3): 1221-1257.
[7]. Brooks, C. (2008). “Introductory Econometrics for Finance.”
[8]. Brunner, K. (1961). “Some major problems in monetary theory.” The American Economic Review: 
47-56.
[9]. Ehrmann, M. and M. Fratzscher (2004). “Taking stock: Monetary policy transmission to equity 
markets.” 354.
[10]. Ehrmann, M., et al. (2005). “Stocks, bonds, money markets and exchange rates: measuring 
international financial transmission.” Journal of Applied Econometrics 26(6): 948-974.
[11]. Friedman, M. (1961). “The lag in effect of monetary policy.” The Journal of Political Economy: 
447-466.
[12]. Friedman, M. and A. J. Schwartz (1975). Money and business cycles. The State of Monetary 
Economics, NBER: 32-78.
[13]. Gordon, Myron J. (1962). The Investment, Financing, and Valuation of the Corporation. Homewood, 
IL: R. D. Irwin.
[14]. Hayford, M. D. and A. G. Malliaris (2004). “Monetary policy and the US stock market.” Economic 
Inquiry 42(3): 387-401.
[15]. Homa, K. E. and D. M. Jaffee (1971). “The supply of money and common stock prices.” The 
Journal of Finance 26(5): 1045-1066.
[16]. Ioannidis, C. and A. Kontonikas (2008). “The impact of monetary policy on stock prices.” Journal 
of Policy Modeling 30(1): 33-53.
[17]. Lastrapes, W. D. (1998). “International evidence on equity prices, interest rates and money.” 
Journal of International Money and Finance 17(3): 377-406.
[18]. Patelis, A. D. (1997). “Stock return predictability and the role of monetary policy.” Journal of 
finance: 1951-1972.
[19]. Raghavan, M. v. and M. Dungey (2015). “Should ASEAN-5 monetary policy-makers act pre-
emptively against stock market bubbles?” Applied Economics 47(11): 1086-1105.
[20]. Rigobon, R. and B. Sack (2004). “The impact of monetary policy on asset prices.” Journal of 
Monetary Economics 51(8): 1553-1575.
[21]. Rozeff, M. S. (1974). “Money and stock prices: Market efficiency and the lag in effect of monetary 
policy.” Journal of financial Economics 1(3): 245-302.
[22]. Sims, C. A., et al. (1990). “Inference in linear time series models with some unit roots.” Econometrica: 
Journal of the Econometric Society: 113-144.
[23]. Sprinkel, B. W. (1964). Money and stock prices, Homewood, Ill: RD Irwin.
[24]. Stoica, O. and D.-E. Diaconaru (2012). “Monetary Policy and Stock Markets Evidence from EU 
Countries.” Communications of the IBIMA 2012: 1-11.
[25]. Thorbecke, W. (1997). “On stock market returns and monetary policy.” The Journal of Finance 
52(2): 635-654.