1. Tóm tắt: Ảnh hưởng của cung tiền đến lãi suất và tính thanh khoản lần đầu tiên
được nghiên cứu năm 1961 bởi Friedman và sau đó đã giành giải Nobel. Vẫn chưa có
các bằng chứng thực nghiệm cho ảnh hưởng của thanh khoản. Tương tự những năm
2000 các nghiên cứu về ảnh hưởng của lãi suất đến tính thanh khoản bắt đầu ít dần. Sử
dụng dữ liệu quý trong giai đoạn 1960-2011 và các nghiệm tương ứng của một hệ
thống các phương trình, bài nghiên cứu này cho thấy những ảnh hưởng dương của
cung tiền đến tính thanh khoản. Bằng cách mở rộng các phương trình với phương
trình tính thanh khoản và kiểm sốt thu nhập, Chúng tơi đã tìm thấy bằng chứng về
ảnh hưởng dương có ý nghĩa của tính thanh khoản lên giá cổ phiếu.Chúng tơi nhận
thấy cung tiền là nội sinh như trong lý thuyết Keynesian. Những phát hiện này được
tìm thấy sau khi mở rộng các thuật toán kinh tế trong các nghiên cứu trước đây, cung
cấp một phép thử rõ ràng cho lý thuyết cung tiền là nội sinh, tiền ảnh hưởng đến tính
thanh khoản và trong phần mở rộng của mơ hình thanh khoản ảnh hưởng tới giá tài
sản.
Giới thiệu: Đề xuất của Friedman về tác động âm của cung tiền lên lãi suất đã được
kiểm định trong một vài nghiên cứu trong khi đó đề xuất của ơng về tác động dương
của cung tiền đến tính thanh khoản vẫn chưa được ủng hộ. Trong khi đó,
Hamilton(1997) đã cố gắng cho thấy ảnh hưởng của thanh khoản bằng cách sử dụng
dữ liệu hằng ngày, những nhà nghiên cứu khác (Pagan & Robertson, 1995;
Goodfriend, 1997; Leeper & Gordon, 1992; Edmond & Weill, 2005; Thornton, 2007a)
cũng chưa thành công trong việc kiểm định lý thuyết này trong thực tế.
Vì vậy bài nghiên cứu này cố gắng tiếp cận những vấn đề chưa được giải quyết
về ảnh hưởng của cung tiền lên tính thanh khỏan, bằng cách chi tiết hóa cẩn thận một
mơ hình thiết thực. Mơ hình này kết hợp chặc che một vài thuật tốn kinh tế để giải
quyết những vấn đề về tính toán của các nghiên cứu trước đây cũng như cụ thể hóa
kiểm sốt thay đổi khn khổ tiền tệ và khủng hoảng tài chính tồn cầu vì vậy điểm
gãy cấu trúc được kiểm sốt trong phép thử. Chúng tơi áp dụng một hệ thống các
phương trình tiếp như một phép thử xem có bằng chứng về ảnh hưởng của tiền đến
thanh khoản hay không. Điểm tiến bộ của bài nghiên cứu này là mở rộng lý thuyết
cung tiền đến thanh khoản bao gồm giá cổ phiếu. Như là một phép thử mạnh cho giả
thuyết của mình, chúng tơi thêm vào một phép thử nhân quả của mối quan hệ giữa

cung tiền và thanh khoản cũng như giá cổ phần trong điều kiện kiểm sốt thu
nhập.Cuối cùng phân tích cũng cho thấy bằng chứng về hành vi cung tiền phù hợp với
lý thuyết tiền nội sinh Keynesian và báo cáo của Badarudin, Ariff and Khalid cho
Australia. Chuối dữ liệu là dữ liệu kinh tế của Canada được lấy theo quý trong suốt 52
năm.
Phần còn lại của bài nghiên cứu này được trình bày như sau.Phần 2 thảo luận
ngắn ngọn về lý thuyết cung tiền cung như các biến của nó trong đo phần (i) tập trung
vào tính ảnh hưởng thanh khoản (ii) ảnh hưởng giá cổ phiếu. Phần 3 mô tả các bước
chuẩn bị số liệu ( chỉnh sửa tính dừng, đa cộng tuyến, tương quan chuỗi và hiệp
phương sai khơng đồng nhất), mơ hình của kiểm định nhân quả, hệ thống phương
trình và mơ hình hồi quy. Các phát hiện được trình bày và thảo luận trong phần 4
trước khi đưa ra những nhận xét xác đáng trong phần 5.
Theo quan điểm của chúng tơi, đóng góp của bài nghiên cứu này là kiểm định
đề xuất của Friedman về ảnh hưởng của cung tiền lên tính thanh khoản sau khi kiểm
sốt ảnh hưởng của lãi suất. Hai đóng góp khác của bài nghiên cứu này đó là: cung
tiền liên quan đến tính thanh khoản và mở rơng hơn thay đổi tính thanh khoản làm
thay đổi giá cổ phiếu thơng qua thay đổi thu nhập từ việc thanh khoản ( tín dụng) tăng
vọt bởi vì học tái cân bằng danh mục đầu tư của mình theo các tác nhân kinh tế để đối
mặt với cú sốc tiền. Cuối cùng có bằng chứng cho thấy rằng hành vi cung tiền của
Canada phù hợp với lý thuyết tiền nội sinh Keynesian.

2 Cung tiền, lãi suât, thanh khoản và giá cổ phiếu.
Phần này trình bày tóm tắt các nghiên cứu trước đây.Đầu tiên, chúng ta xem
xét đề xuât về ảnh hưởng của tính thanh khoản trong đó (mà) khơng có các bằng
chứng cập nhập rõ ràng. Mối liên kết giữa thanh khoản và giá tài sản ( chứng khốn)
được tìm ra trước khi xem xét phương trình cung tiên nội sinh.
2.1Ảnh hưởng thanh khoản



Phát biểu về ảnh hưởng của thanh khoản lên lãi suất được trình bày bởi
Friedman ( 1961), mơ tả tác động đầu tiên trong 3 tác động được lần đầu tiên mô tả ba
tác động gây ra bởi sự thay đổi ngoại sinh bất ngờ trong cung tiền ( 2 tác động cịn lại
là ngồi ra cịn có thu nhập và hiệu ứng kỳ vọng lạm phát). Trong khi có tranh cãi
(Bryant, Holtham & Hooper, 1988) rằng liệu thay đổi cung tiền có làm dẫn đến thay
đổi lãi suất tiêu cực như một số tác giả kết luận (Laidler, 1985) hay khơng, hay có sự
hỗ trợ rộng rãi cho hiệu ứng này, thì vẫn có 1 sự ủng hộ lớn cho nhận định này. Mối
liên hệ giữa cung tiền và lãi suất đã được các nhà kinh tế và các nhà hoạch định chính
sách cơng nhận trên cơ sở các bằng chứng về ảnh hưởng của sự thay đổi tiền tệ đến lãi
suất. Chứng khoán tiền (money stock) bản thân nó là một tài sản trong danh mục đầu
tư của nhừng người nắm giữ tài sản. Tăng giá cổ phiếu tiền sẽ làm giảm lợi nhuân của
các cổ đông từ đồng dollả cuối cùng từ cổ tức trong lượng tiền mà họ nắm giữ. Vì vậy
thay đổi trong cung tiền đại diện cho thay đổi lợi nhuận từ tiền.
Thay vào đó, nhu cầu tiền là 1 hàm số của lãi suất hay cổ tức trên cổ phần
tương ứng với trái phiếu và cổ phiếu. Bất kỳ sự tăng cung tiền nào cũng dẫn tới việc
tất cả lãi suất và cổ tức thường trong cầu tiền sẽ giảm. Tốc độ phản ứng của cổ tức
trên tài sản phụ thuộc vào tỷ lệ tốc độ giảm số dư khi tiền vượt quá mức cân bằng tiền
khi do các nhà đầu tư cân bằng lại danh mục đầu tư để cúng cấp phản ứng các cú sốc.
Điều này cung cấp một đầu manh mối về cách các ngân hàng trung ương sử dụng dự
phòng để ảnh hưởng đến điều này. Tỷ lệ phản ứng của giá các loại tài sản khác nhau
đến lượt nó phụ thuộc vào việc những người mua tiềm năng của tài sản đó thay đổi
danh mục nhanh đến mức nào bằng cách tiếp cận việc nắm giữ tiền quá mức .Nếu
những người mua tiềm năng như các định chế tài chính trung gian, các đại lý và
những người nắm giữ tài sản cá nhân đáp lại những thay đổi trong cân bằng tiền lượng
tiền mà họ đang nắm giữ trong thông qua việc tái cân bằng danh mục đầu tư, thì thu
nhập từ chứng khốn của các cơng ty cũng bị ảnh hưởng. Vì vậy giá chứng khốn phải
phản ứng với chung tiền với một hệ số âm và sự dịch chuyển trong cung tiền có một
hệ số tương quan âm thông qua tiền này lượng tiền dịch chuyển đến kênh lãi suất.
Tiền đóng một vai trị quan trọng trong lý thuyết quy ước về cơ chế truyền dẫn

tỷ chính sách tiền tệ. Tuy nhiên vẫn cịn rất ít bằng chứng thống kê và kinh tế có ý


nghĩa về ảnh hưởng của tính thanh khoản trong các nghiên cứu trước đây. Ví dụ kết
luận về lãi suất của những nghiên cứu trong giai đoạn 1970 đến 1990 bị suy yếu vào
những năm 2000. Các cố gắng trước đó để xác định ảnh hưởng của thanh khoản
khơng thành cơng bởi vì các nhà nghiên cứu sử dụng dữ liệu có tần số thấp ( lý tưởng
hóa ảnh hưởng nhanh của cung tiền lên lãi suất). Rất có thể các nhà nghiên cứu phải
kiểm soát tác động của chế độ chính sách tiền tệ lên các biến kinh tế trong các nghiên
cứu này. Hamilton ( 1997) đã tìm cách phát triển mơt các tính tốn tác động của thanh
khoản thuyết phục hơn bằng cách ước tính một biện pháp: phản ứng của lãi suất của
cục dự trữ liên bang đối với các cú sốc cung dự trữ ngoại sinh:ông ấy sủ dụng các số
liệu hằng ngày để đánh giá tác động hằng ngày của tính thanh khoản.
Thêm vào đó, thiếu coi trọng sự thuyết phục cho ảnh hưởng của thanh khoản và
khi sử dụng chính sách tiền tệ và dự trữ với tần số thấp, có thể là do phản ứng chậm
của thu nhập danh nghĩa hoặc lãi suất kỳ vọng của cú sốc cung tiền hoặc các nhà
nghiên cứu không đủ khả năng cô lập các cú sốc tiền tệ ngoại sinh hay thậm chí là do
phương pháp kiểm định. Các nhà nghiên cứu đã cố gắng giải quyết vấn đề này bằng
cách sử dụng các vecto cấu trúc tự hồi quy (SVARs). Mơ hình SVAR được đánh giá
bằng nhiều chính sách tiền tệ và tổng dự trữ. Pagan and Robertson (1995) khẳng định
rất khó để tìm ra những bằng chứng thuyết phục về ảnh hưởng của tính thanh khoản
trong những mơ hình này. Tuy nhiên hầu hết các nhà kinh tế ứng dụng và các nhà
hoạch định chính sách tin rằng ảnh hưởng của tính thanh khoản xuất hiện trong số liệu
kinh tế của Mỹ, mặc dù kích cỡ của các ảnh hường này vẫn cịn gây tranh cãi do rất
nhiều khó khăn trong việc thống kê.
Do thiếu một những giả định mạnh và thống nhất, không có bằng chứng tương
ứng cho ảnh hưởng của tính thanh khoản trong dữ liệu của Mỹ(Leeper and Gordon
(1992)) . Những nhà nghiên cứu khác cho rằng hiệu lực thanh khoản phản ánh một
phần của sự phối hợp trong nền kinh tế ở một trạng thái cân bằng đặc biệt khi mà
nhiều giải pháp khả thi. Do đó, Goodfriend (1997) đề xuất một mơ hình trong đó các

cơng ty cạnh tranh khơng hồn hảo đối mặt với một đường cầu xoắn. Sự tăng giá quán
tính tạo ra những tác động thực của chính sách tiền tệ trong đó có vai trị của ảnh
hưởng của thanh khoản.


2.2 Giá cổ phiếu:
Nếu những cá nhân nắm giữ tài sản ở 2 hình thức tiền và cổ phiếu thơng
thường thì mơ hình danh mục của Cooper cũng như Palmer có thể nhận định rằng
cung tiền có ảnh hưởng đến giá tài sản. Thu nhập biên tế từ cổ phiếu quyết định lượng
tài sản nắm giữ dưới dạng cổ phiếu. Một danh mục được xem là cân bằng khi mà thu
nhập biên từ việc nắm giữ hai loại tài sản trên là như nhau.

Trong đó, vế trái là thu nhập từ tài sản bằng tiền và vế phải là thu nhập từ cổ phiếu; Pt
là phần trăm thay đổi mong đợi từ mức giá thông thường, rt là thu nhập bằng tiền thực
tế của cổ phiếu (cổ tức cộng với phần chênh lệch giá cổ phiếu), MNPS là thu nhập
biên bằng tiền của tài sản j– th. MNPS(M,t) hoàn toàn là một đặc tính của cầu tiền tệ
ngoại trừ thu nhập từ tài sản thay thế. Tác động tích cực từ MNPS loại bỏ những yếu
tố khác trong phương trình. Sự khác biệt giữa MNPS và MNPS chỉ đơn thuần là đặc
tính của tiền tệ. . Sự thay đổi lượng tiền dẫn đến sự điều chỉnh danh mục nắm giữ một
phần tài sản của nhà đầu tư bằng cách thay đổi kế hoạch đầu tư và từ đó dẫn đến sự
thay đổi về giá. Từ đó, cung tiền dẫn tác động đến thu nhập cổ phiếu. Ta có thu nhập
cổ phiếu bằng cách chuyển vế phương trình:

Mơ hình của Cooper chỉ ra cung tiền thay đổi như thế nào thì có thể kết hợp với mơ
hình định giá tài sản. Mối liên hệ giữa tính thanh khoản từ cung tiền đến giá cổ phiếu
vì vậy được đề cập trong bài nghiên cứu này. Đề nghị của Friedman nên được mở
rộng vì cung tiền có ảnh hưởng đến giá cổ phiếu.
Mơ hình định giá tài sản (cổ phần) của Gordon rất thông dụng là:



Trong đó: Po là giá trị hiện tại của cổ phiếu. Do là cổ tức ở thời điểm năm 0, g là tốc
độ tăng trưởng cố định của cổ tức, it là lãi suất phi rủi ro ở thời điểm t, và rt là rủi ro
cổ phần ưu đãi tại thời điểm t. Bằng việc ghi chú phương trình “Do = EPS(payout)”,
cho thấy mối liên hệ giữa giá cổ phiếu và EPS hoặc một số thay thế khác như đầu ra
của sản phẩm cơng nghiệp(chuỗi theo tháng sẵn có) cũng như đưa ra thu nhập tổng
hợp: đầu ra ổn định cho nền kinh tế.
Sự nghiên cứu giá chứng khoán tiềm năng ứng tác động của tiền tệ là một chủ đề
nghiên cứu hàng lâm trong nhiều thập kỉ vừa qua dựa trên việc kiểm tra tác động trực
tiếp của cung tiền đến các loại cổ phiếu: Brennan, Chordia và Subrahmanyam(1998).
Hơn nữa, điều này đã được thực hiện thông qua học thuyết tiền tệ nội sinh. Trước tác
động khủng hoảng kinh tế tồn cầu, ảnh hưởng của tính thanh khoản lên cung tiền và
giá chứng khoán trở thành một chủ đề nóng trong vịng chính sách để hiểu hơn điều gì
làm kiệt kuệ hệ thống tài chính. Hầu hết các nghiên cứu đều sử dụng mẫu Danh mục
tiền tệ (MP) của Brunner(1961), Friedman và Schwartz(1963) và Cagan(1972) để làm
nền tảng ban đầu. Một nhà đầu tư được giả định tìm kiếm một vị trí cân bằng mà ở đó,
anh ta có thể giữ lượng lớn tài sản bao gồm tiền trong danh mục. Sự mất cân bằng tiền
tệ như tăng trưởng/ giảm sút khơng mong đợi trong cung tiền có thể gây nên sự mất
cân bằng trong danh mục tài sản. Nhà đầu tư vì vậy nỗ lực để lấy lại cân bằng về tiền
cũng như tài sản bất cứ khi nào có sự thay đổi lớn về lượng tiền trong hệ thống tài
chính.
Bằng việc sử dụng phân tích chung về đặc trưng tiêu biểu và chuỗi thời gian(chúng tôi
cung cấp phương trình hiệu quả hơn cấu trúc phức tạp của mẫu được đưa ra trong
nghiên cứu này) Brennen et al.(1998) đã báo cáo một mối liên hệ tích cực quan trọng
giữa thu nhập cổ phiếu và tính kém thanh khoản. Quan sát những nghiên cứu trước
đây chỉ ra rằng cung tiền có liên quan đến sự thay đổi của giá cổ phiếu. Tuy nhiên,
đây không chỉ là nghiên cứu về tác động của tính thanh khoản trong phạm vi cung
tiền.
Mối quan hệ giữa cung tiền và giá chứng khoán trong Spinkel (1964) cho thấy bằng
chứng cụ thể về vai trò quan trọng của nó: cung tiền có thể dẫn đến dự thay đổi giá tài
sản như giá cổ phiếu thường. Tuy nhiên, một số người đã đặt ra câu hỏi về mối liên hệ



này như: Cooper(1970), Pesando(1974), Kraft and Kraft(1977), và Rozeff(1974). Việc
nghiên cứu vấn đề này xảy ra sai sót trong những năm 2000 cho đến khi khủng hoảng
tài chính tồn cầu xảy ra(GFC). GFC được chẩn đoán bị gây ra từ “làn sóng thanh
khoản” trong hiệu ứng từ lĩnh vực tài chính cũng như lĩnh vực thực tế: một trong
những nghiên cứu đó ;à Ariff, Farrar và Khalid (2012).
2.3. Ảnh hưởng từ cung tiền:
Một kênh quan trọng tác động đến cung tiền và cổ tức là gián tiếp thông qua thu nhập
mong đợi trong tương lai và hiện tại của doanh nghiệp, cụ thể từ hiệu ứng mong đợi
của cung tiền vào tính thanh khoản của dịng tiền doanh nghiệp. Giá cả hiện tại của cổ
phiếu thường là ảnh hưởng bởi sự thay đổi mong đợi của cổ tức, và tác động chính của
cung tiền là tốc dộ tăng trưởng mong đợi của cổ tức. Tốc độ tăng trưởng của cổ tức
trong mơ hình của Gordon tăng lên khi sự biến động vĩnh cửu của thu nhập công ty
xảy ra từ việc các cơng ti chọn các dự án có NPV khả quan hơn bởi vì chi phí sử dụng
vốn thấp hơn khi mà lãi suất giảm do cung tiền tăng. Điều này nói lên rằng thu nhập
từ các nguồn khác là tốt hơn so với cổ tức đơn thuần vì cổ tức phản ứng rất chậm với
sự thay đổi trong thu nhập. Vì thế, cung tiền và giá cổ phiếu là liên quan thơng qua
kênh này.
Một mơ hình học thuyết khác được đưa ra từ các nhà tiền tệ học cho mối quan hệ giữa
cung tiền và giá cổ phiếu được tìm ra trong mơ hình định lượng hoặc học thuyết danh
mục phức tạp hơn. Học thuyết định lượng tiền tệ (Brunner, 1961; Friedman &Swastz,
1963) chỉ ra rằng sự tăng lên trong số tiền nhận được tạo ra sự cân bằng tiền với tài
sản phi tiền tệ ví dụ như giá cổ phiếu trong danh mục nắm giữ tài sản, Tác động thay
thế về cầu các tài sản khác tác động đến cân bằng tiền tệ.
Học thuyết tiền tệ phát biểu:

Trong đó, M là tổng lượng tiền của nền kinh tế trong một thời kì, thường là theo năm;
P là giá cả hàng hóa tương ứng; P.Q là giá trị đầu ra danh nghĩa của tiền; V là số vòng
quay(vận tốc) của tiền và Q là chỉ số giá trị thực tế của lượng chi tiêu cuối cùng. Một



sự tăng trưởng của cung tiền được mong đợi như tăng trưởng vượt mức của cung tiền,
có thể dẫn đến sự vượt mức trong cầu về giá, giá cỏ phiếu được mong đợi tăng lên
tương ứng. Tác động này được mơ tả trực tiếp lần đầu ở Sprikel(1964). Ơng đã kiểm
tra mơ hình định giá. Kể từ khi chuyển đưa tiền cho các đại diện khác nắm giữ, giá
của tài sản và hàng hóa, dịch vụ khác cho tiêu dùng ở một mức cân bằng mới. Học
thuyết này vẫn còn đặt ra câu hỏi bằng cách nào cung tiền tác động đến giá cổ phiếu,
ví dụ ở Efa, Ariff và Khalid(2011). Vì vậy, mối liên hệ giữa cung tiền và giá cổ phiếu
thông qua cơ chế điều chỉnh trên một cách tự nhiên.
Tóm lại, sự giải thích cho mối quan hệ giữa giữa tiền và giá cổ phiếu là điều kiện cho
tác động của tính thanh khoản. Nó có thể được tính tốn dựa trên học thuyết định
lượng tiền tệ cũng như mơ hình định giá tài sản trong việc thiết lập danh mục. Cổ
phiếu tiền có thể được thay thế bằng cách đưa tính thanh khoản vào hệ thống tài chính
như một mối liên hệ lãng quên giữa tiền và lượng cầu. Sự tăng trưởng của tính thanh
khoản có thể được nhìn nhận trong suốt quá trình đầu tư và mở rộng lượng tiền ở tài
khoản của người đại diện, điều đó đã thay đổi tình hình tài chính và cả hoạt động thực
tế sau này. Nghiên cứu bởi những nhà kinh tế Keynes cung cấp cái nhìn mới bên trong
của tiền tệ hơn là những yếu tố ngoại sinh. Học thuyết này cũng như kinh nghiệm về
tài chính, vai trị của tính thanh khoản đặc biệt được nhấn mạnh ở những chính sách
gần đây và vì thế tính thanh khoản đang là một vấn đề nghiên cứu hữu dụng và tiềm
năng để định giá cấu trúc giá tài sản.
Ở phụ lục 3, chúng tôi cung cấp những phương trình giản lược về 3 mơ hình chúng tơi
đã phát triển và sử dụng trong phần 2 – Mơ hình cung tiền trong tài liệu.
3. Nguồn dữ liệu, biến số và phương pháp
3.2. Mơ hình kiểm định
3.2.1. Kiểm định quan hệ nhân quả
Một vài mơ hình kiểm định được phát triển nhằm nghiên cứu cẩn thận các mối quan
hệ giả thiết (the hypothesized relationships) giữa tính thanh khoản và giá cổ phần cũng
như cung tiền. Mơ hình đầu tiên trong số đó là kiểm định quan hệ nhân quả (causality



test). Nếu phương pháp đồng liên kết (cointegration) có thể được xác định/có sự đồng
nhất giữa các biến phụ thuộc và độc lập như đã được trình bày trong các kết quả của
phần trước, thì ta có thể hiểu rằng có ít nhất một mặt của quan hệ nhân quả (Granger,
1969,1988). Quan hệ nhân quả liên quan đến khả năng một biến có thể được dự đốn
và do đó khiến biến khác bị thay đổi. Kiểm định quan hệ nhân quả của Granger cho
hai biến x t (xem công thức (5) – (6)) và y t (xem công thức (8) – (9)) cần đến mơ hình
VAR để xác định được:
n

m

i=1

j=1

y t =a1 + ∑ β j X t −i +∑ γ j y t− j+ e1 t
n

m

i=1

j=1

x t =a2 + ∑ θx t−1 + ∑ δ j y t− j+ e2 t

(8)


(9)

Trong đó, ta giả định rằng cả biến e 1 t và e 2 t là không tương quan (uncorrelated whitenoise error terms).
Do đó, x t khơng Granger gây ra y t nếu β 1=β 2=…=β i=0 , giả định này được kiểm định
bằng kiểm định F. Nếu giữa các biến khơng tồn tại đồng liên kết, thì kiểm định quan
hệ nhân quả chuẩn (Granger, 1969) có thể được áp dụng. Nếu tồn tại đồng liên kết, thì
quan hệ nhân quả có thể được kiểm định bằng mơ hình VECM (Granger, 1969) như
sau:
n

n

n

i=1

i=1

i=1

∆ y t =α 0 + ∑ α 1 i ∆ y t −1+ ∑ α 2i ∆ x t−1 + ∑ α 3 ∆ EC t −n+ ε t

(10)

Tính đồng liên kết trong ngắn hạn của mơ hình VECM có thể được kiểm định bằng
kiểm định Wald (Kiểm định X 2), và tính đồng nhất trong ngắn hạn được kiểm định
bằng cách kiểm tra xem liệu (the error-correction coefficient) α 3 trong mơ hình có
khác 0 một cách đáng kể hay khơng.
3.3. Hệ thống mơ hình cấu trúc của phương trình:
P¿ =f ¿ (5a)

LQ ¿ =f ¿ (6a)


MS ¿ =f ¿

(7a)

Trong đó, P¿là chỉ số tổng giá cổ phần (aggregate share price index), LQ ¿ là tính thanh
khoản được ủy nhiệm/đảm bảo(proxied) bằng tiền dự trữ va MS ¿ là cung tiền. Tất cả
các biến có đơn vị tỷ lệ theo biến thiên theo hàm mũ (log change ratios), có tính
dừng/khơng thay đổi (stationary). Việc sử dụng phương trình kiểm chứng (testable
equations) sẽ được xây dựng sau trong các mục tiếp theo của bài nghiên cứu.
Nếu hai biến có quan hệ nhân quả như đã bàn ở trên, mơ hình VECM và kiểm định
quan hệ nhân quả Granger có thể được dùng để kiểm định quan hệ nhân quả giữa
giữa giá cổ phần và tính thanh khoản: Phương trình ((5a) và (6a)) sẽ được sử dụng bởi
vì các biến này được xác định một cách đồng thời, phương trình (7a) cũng sẽ được sử
dụng để kiểm định giả thiết xem có xuất hiện quan hệ nhân quả hai chiều giữa GDP
thực (Y) và cung tiền (MS) hay không.
Từ giả thiết 4 đến 7, giá cổ phần được kỹ vọng tạo nên tính thanh khoản và tính thanh
khoản được kỳ vọng tạo nên giá cổ phần. Bằng cách áp dụng mơ hình VECM và kiểm
định quan hệ nhân quả Granger, phương trình (5a) và (6a) có thể trở nên hữu ích trong
việc xác định xem liệu các giả thiết này có đúng (whether these hypotheses hold).
Giả định 5 cho rằng có hoặc là quan hệ vơ hướng (unidirectional) hoặc là quan hệ
nhân quả hai chiều giữa giá cổ phần và tính thanh khoản, có thể được kiểm định bằng
mơ hình VECM và kiểm định quan hệ nhân quả Granger qua việc áp dụng các phương
trình: (5a) và (6a).
Giả định 7 cho rằng có một quan hệ đồng thời (simultaneous relationship) hoặc có sự
ảnh hưởng giữa giá cổ phần và tính thanh khoản và giữa tính thanh khoản với giá cổ
phần, có thể được kiểm định bằng phương trình (5a) và (6a). Các quan hệ cấu trúc
thực nghiệm (empirical structural relationships) sẽ được kiểm định bằng hệ thống các

phương trình. Một các tiếp cận đồng thời các phương trình đưa cấu trúc đến bản chất
sai số đo lương chung (joint measurement errors) trong lý thuyết, và có một vài tính
năng hấp dẫn (desirable features). Đầu tiên, biến giá chứng khốn và tính thanh khoản
được xem xét nội sinh (viewed as endogenous). Mối quan hệ cấu trúc được cẩn thận
rút ra (derived) từ phương trình rút gọn: xem phụ lục 3.


Dưới góc độ này, giá chứng khốn và tính thanh khoản được xem như được xác định
chung bởi một sự thiết lập lớn hơn thơng tin sẵn có (a larger set of publicly available
information), mà nó khơng được nắm bắt rõ ràng (explicitly captured) trong phương
trình (5) – (7). Dù vậy, không phải tất cả các khoản thông tin (items of infomation)
đều liên quan đến mỗi biến, mà nó được phản ánh trong các số dư trong mỗi phương
trình. Nói cách khác, tính thanh khoản có thể thay đổi, vì một vài lý do, nhưng không
ảnh hưởng lên sự thay đổi giá, và ngược lại. Thứ hai, nếu phương trình 5 hoặc 6 được
xác định độc lập, hệ số xác định có thể sẽ tùy thuộc đặc biệt vào độ lệch phương trình
đồng nhất (potentially subject to simultaneous equations bias). Sự đánh giá thực
nghiệm mức độ (mà hệ số từ một các tiếp cận phương trình đơn giản lệch so với các
hệ số được cung cấp bởi phương pháp tiếp cận phương trình đơng nhất) sẽ được cung
cấp trong phần kết quả nghiên cứu bằng cách đầu tiên là trình bày các kết quả phương
trình đơn lẻ (stand-alone equation results).
Quan điểm của chúng tôi là hệ số phản ứng thu nhập ước tính (estimated earnings
response coefficient) và hệ số phản ứng doanh thu (return response coefficient) từ một
hệ thống các phương trình sẽ lớn hơn so với sử dụng phương pháp OLS cho các
phương trình riêng lẻ (single-equation OLS estimation), bởi vì độ lệch sẽ giảm khi sử
dụng hệ thống các phương trình.
ln P¿ =a 0+ a1 ln LQ ¿ +a2 ln MS ¿ +a3 ln |P|¿ +e ¿ (11)
ln LQ ¿ =b0 +b 1 ln MS ¿+ b 2 ln Y ¿ + b3 LR ¿ + v¿

(12)


MS ¿ =c 0+ c 1 ln INF ¿ +c 2 ln Y ¿ +c 3 TBR ¿ +c 4 ln P¿ + c5 ln LQ ¿ + z ¿

(13)

3.4. Dữ liệu và biến số
Dữ liệu cần cho tất cả các biến thu được từ cơ sở dữ liệu Datastream (Datastream
database) trong khí dữ liệu của các biến kinh tế vĩ mơ thể hiện trái ngược với (verified
against) cơ sở dữ liệu Thống kê Tài chính Quốc tế (International Financial Statistics IFS) của quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) để đảm bảo rằng không tồn tại lỗi nào. Dữ liệu
được thống kê theo quý trong khoảng thời gian 1960 – 2011 cho Canada. Ta cần đặc
biệt chú ý rằng thu nhập được đính kèm như một biến giải thích (explanatory variable)


trong một vài phương trình nêu bên trên. GDP thực được sử dụng như một nhân tố đại
diện (proxy) cho thu nhập. Vì ta chỉ có dữ liệu theo q cho thu nhập, tần số xuất hiện
cao nhất (highest frequency) là theo quý.
Để chỉ định một nhân tố đại diện cho thu nhập (a proxy for earnings), chúng tôi đã tìm
hiểu bài nghiên cứu. Chỉ số sản xuất cơng nghiệp (IPI) có tương quan mạnh với thu
nhập, mà chúng thay phiên nhau được người ta sử dụng để xác định thu nhập của các
doanh nghiệp trong nền kinh tế hiện đại: Kormendi and Lipe (1987). Bên cạnh đó,
chuỗi thu nhập theo q lại khơng có. Chúng tơi đã dùng sự biến thiên theo log của
IPI như một biến đại diện cho thu nhập trong công thức định giá tài sản. Nếu IPI tăng
thì thu nhập của các doanh nghiệp tăng. Về thanh khoản, có ba nhân tố đại diện thay
thế nhau (alternative proxies): chênh lệch giá mua - bán được sử dụng trong các
nghiên cứu về thị trường (Amihud &Mendelson, 1986) phù hợp với nghiên cứu chứng
khoán đơn lẻ (individual stock studies); Khối lượng giao dịch (volume of transactions)
(Amihud, 2002; Chordia, Subrahmanyam & Anshuman, 208 M. Ariff et al. / Global
Finance Journal 23 (2012) 202–220 2001) cho chiều sâu của thị trường; lượng tiền dự
trữ (Gordon & Leeper, 2002) rất quen thuộc với các nhà kinh tế, được xem là đại diện
cho tính thanh khoản. Sử dụng lượng tiền dự trữ có vẻ là một lựa chọn đúng bởi vì nếu
hệ thống ngân hàng có lượng dự trữ nhiều hơn tại ngân hàng trung ương, tính thanh

khoản sẽ giảm, và nếu ngân hàng giữ ít tiền dự trữ hơn thì tính thanh khoản của hệ
thống tăng lên. Do đó, tính thanh khoản tịa các ngân hàng trung ương tỷ lệ nghịch với
tính thanh khoản của các ngân hàng thương mại.
Cung tiền được đinh nghĩa là M2, vì nó được sử dụng phổ biên hơn cho các nghiên
cứu về cung tiền. Lãi suất trái phiếu chính phủ Mỹ (The Treasury bill rate) và lãi suất
cho vay của ngân hàng, LR, được sử dụng làm các lãi suất. Giá trị chỉ số chứng khoán
MSCI được thống kê trong Datastream được sử dụng rộng rãi để tính lợi tức trái
phiếu, được đinh nghĩa đơn giản là P, được tính tốn như biến động của giá cổ phần
theo log: đây mới thật sự là lợi tức. Sự biến động chỉ số giá tiêu dùng theo log được sử
dụng như một nhân tố đại diện cho lạm phát, INF. Sự biến động GDP thực theo log,
RGDP, chính là thu nhập hoặc sản lượng (Y). Tất cả các biến được hiệu chỉnh theo


mùa, ở những chỗ nào cần thiết, và được biến đổi thành dạng log, ngoại trừ biến lãi
suất, I(1).
Lý thuyết định giá tài sản như đã bàn ở phần 2, cho thấy một mối quan hệ giữa giá cổ
phần và dòng cổ tức của doanh nghiệp (corporate dividend streams) tăng trưởng với tỷ
lệ tăng trưởng g. Tỷ lệ g và cổ tức phụ thuộc vào mức thu nhập của doanh nghiệp
trong dài hạn, mà chính nó phụ thuộc trực tiếp vào chỉ số sản lượng công nghiệp IPI.
Mặc dù các kiểm định là về mối quan hệ giữa tính thanh khoản và giá cổ phần, nhưng
ta vẫn cần phải kiểm soát ảnh hưởng của sự thay đổi thu nhập lên hệ thống các
phương trình. Vì điều này, chúng tơi sử dụng IPI sau khi một số kiểm định đồng liên
kết đã cho thấy sự phù hợp. Sau các kiểm định stationarity (stationarity tests), chúng
tôi đã chạy một kiểm định đồng liên kết (cointegration test) với biến thu nhập (RGDP)
và IPI; xem phụ lục từ 2 – A đến 2 – D. Với các bằng chứng từ thống kê kiểm định,
IPI là một nhân tố đại diện tốt cho thu nhập. Do đó, chúng tơi tập trung vào biến này
như là mọt biến kiểm sốt trong các phương trình tính thanh khoản của giá cổ phần.
3.5. Các vấn đề trong kinh tê lượng
(Unit root tests) được thực hiện hiện trên các biến nhằm chuẩn bị bộ dữ liệu (data set)
cho kiểm định đồng liên kết và kiểm định quan hệ nhân quả. Ta chấp nhận tính đồng

liên kết nếu (Unit root tests) thiết lập được một trật tự thống nhất các biến (the order
of integration of variables) của lãi suất là I(1). Do vậy, chúng tơi xác nhận tính chất
(stationarity) cảu các biến trước tiên là tiến hành kiểm định đồng liên kết. Vì điều này,
phương trình đồng liên kết Johansen được áp dụng
p

∆ X t=a0 +a 1 X t −1+ a2 t+ ∑ b i ∆ X t−i +1+u t
i=2

(14)

Trong đó p là số lượng thay đổi trễ (number of lagged changes) trong X t cần thiết để
khiến cho ut mất tương quan theo chuỗi (serially uncorrelated). Kiểm định null chống
lại với giả thiết thay thế Ha: a1<0, giat thiết Null của (unit root) bị loại bỏ nếu thống kê
t được thấy âm đủ lớn trong giá trị quan trọng cận dưới MacKinnon (1996) (the
MacKinnon (1996) lower tail critical value). Hai kiểm định khác là cần thiết là cho


các chuỗi đặc trưng như một tiến trình I(1) với một sự trôi dạt (a drift) hoặc xu hướng
thời gian:
p

∆ X t=a0 +a 1 X t −1+ ∑ bi ∆ X t −i+1 +ut (15)
i=2

p

∆ X t=a1 X t−1 + ∑ b i ∆ X t−i+ 1+u t
i=2


(16)

Trong tất cả ba trường hợp, kiểm định giả thiết là: H 0:các chuỗi chứa đựng một (unit
root) và H1: các chuỗi thì (stationary). Thống kê kiểm định (phương trình (11)) sau đó
được kiểm định choonhs lại các giá trị quan trọng (critical values) với một mức ý
nghĩa chấp nhận được:
Thống kê kiểm định=

a^ 1
(17)
SE (^a1 )

Kết quả đồng liên kết dự trên quá trình cảu Johansen’s (1988) thì nhạy cảm với lựa
chọn của độ dài trễ (lag length) trong mơ hình VAR (Cheung & Lai, 1993). Do đó, độ
dài trễ tối ưu (optimum lag length) của mơ hình VAR được xác định bằng cách tối
thiểu hóa Tiêu chí thơng tin Bayesian của Schwarz's (1978) (SBC). Tiều chí này được
thiết kế nhằm lựa chọn mơ hình chứa nhiều thơng tin có sẵn nhất. Khái niệm chung
của đề suất đồng liên kết cho thấy rằng chắc hẳn sẽ có một sự cân bằng hoặc mối quan
hệ dài hạn giữa hai chuỗi thời gian miễn là các chuỗi được tích hợp với cùng một thứ
tự (integrated of the same order). Điều này được đảm bảo bằng cách sử dụng kiểm
định Phillips and Perron (1988).
Hạng của ma trận hệ số … thể hiện số vector đồng liên kết. Kiểm định likelihood ratio
cho giả thiết Null rằng cso tối đa số vector đồng liên kết r được sử dụng như thống
kiểm định Trace.
Kiểm địnhTrace=−T

p

∑


i=r +1

ln(1− ^λ t ) (18)

Trong đó T là cỡ mẫu (sample size) và ^λ t, K và ^λ p là các tương quan kinh điển bình
phương nhỏ nhất (squared canonical correlations). Các giá trị quan trọng (critical


values) của MacKinnon, Haug và Michelis (1999) được sử dụng để xác định xem giả
thuyết Null: số lượng vector đồng liên kết bị bác bỏ là tối đa. Giá trị quan trọng
(critical values) là khác nhau phụ thuộc vào việc xu hướng tuyến tính có được bao
gồm hay khơng; kết quả được tóm tắt trong phụ lục 2-B-2-D. Một kiểm định
likelihood ratio tối đa giới hạn (restricted maximum likelihood ratio test) được đề cập
đến như là thống kê kiểm định giá trị Eigen tối đa (Maximal Eigenvalue Test statistic)
r

Kiểm địnhGiá trị Eigen tối đa=T ∑ ln (1− ^λi¿ )/( ^λi ) (19)
i−1

Trong đó ^λ i¿ , K và ^λ r¿là các tương quan kinh điển bình phương nhỏ nhất (squared
canonical correlations) r. Tương tự như kiểm định Trace, thống kê kiểm định giá trị
Eigen tối đa (Maximal Eigenvalue Test statistic) sẽ được só sánh chống lại các giá trị
quan trọng (critical values) của MacKinnon et al. (1999), như được đề cập trong bài
nghiên cứu của họ.
Có những trừng hợp mà có một sự khác biệt giữa các kết quả của kiểm định Trace và
kiểm định giá trị Eigen tối đa (Maximal Eigenvalue Test statistic), mà trong đó một
kiểm định sẽ xác định sự có mặt của đồng tương quan và kiểm định cịn lạ thì khơng.
Trong các trường hợp như vậy, Johansen and Juselius (1990) đề suất rằng kiểm định
Trace tương đối yếu hơn so với kiểm định giá trị Eigen tối đa (Maximal Eigenvalue
Test statistic) như đã thực hiện trong bài nghiên cứu này. Do đó ta có thể chấp nhận

giải quyết sự khác biệt thông qua kiểm định giá trị Eigen tối đa (Maximal Eigenvalue
Test statistic). Các kiểm định này dẫn đến ước lượng tham số mạnh mẽ (robust
parameter estimates) và chấp nhận kiểm định (valid tests). Ba kiểm định, cụ thể là: the
unit root test, kiểm định đồng tương quan và quan hệ nhân quả của Johansen được bàn
đến trong phần này và ở hai phần trước, sẽ được sử dụng để xác định xem có chấp
nhận hay bác bỏ giả thiết từ 1 đến 6 và 7.
4. Những phát hiện
Chương này trình bày kết của các kiểm định. Sau khi thảo luận về thống kê mô tả, các
kết quả kiểm định chuyển đổi dữ liệu được tóm tắt, thảo luận và được chứng minh với


nhiều phụ lục. Các kết quả kiểm định quan hệ nhân quả được trình bày tiếp theo trước
khi trình bày các kết quả của phương trình đơn và phương trình hệ thống.
4.1 Thống kê mơ tả
Bảng 1 trình bày tóm tắt thống kê mô tả các biến sử dụng trong hồi quy ( cân bằng
đơn và cân bằng hệ thống)
Các biến đầu tiên được sai phân và ước tính tỷ lệ tương đối như các quan sát trước đó.
Kiểm định Jarque-Bera cho biết tất cả các biến đều khơng bình thường ngoại trừ biến
thanh khoản (LRLQ). Hầu hết các biến đều lệch ( >0, thường gần 0). Sử dụng bảng
phân tích hồi quy xử lý được vấn đề này nên đây không phải là vấn đề đáng lo ngại.
Xem qua các biến có thể thấy giá trị của chúng giống như giá trị kỳ vọng trong nền
kinh tế Canada.

Ví dụ lãi suất trái phiếu kho bạc kiểm định trong 208 quý ( 52 năm) là 6.97 %/năm và
lãi suất cho vay là 8.61%/năm phù hợp với những gì được biết trong nền kinh tế
Canada. Các giá trị thời gian đầu được đưa ra cho nền kinh tế này. Giá trị kỳ vọng
khác đươc đặt trong lạm phát trung bình 4%
4.2 Kết quả kiểm định nhân quả
Bảng 2 trình bày tóm tắt kiểm định nhân quả 2 chiều sử dụng tất cả các biến cung tiền
MS, thu nhập Y ( hoặc GDP) và tính thanh khoản LRLQ. Rõ ràng tất cả các biến đều

có tác động 2 chiều ngoại trừ quan hệ giá tài sản (giá cổ phần) đến GDP thực và GDP


thực đến giá tài sản (giá cổ phần). Như tóm tắt trong hình, mối quan hệ hai chiều được
biểu thị trong mối quan hệ một chiều. Do khơng có sự ưu tiên nên mối quan hệ giá
chứng khoán là một chiều. Vì thế chúng tơi chấp nhận kết quả thực tế như cách giữ
các mối quan hệ trong mơ hình. Với tất cả các biến tìm mối quan hệ nhân quả hai
chiều cần được giải thích cẩn thận: xem hình 1. Quan điểm của người theo chủ nghĩa
cấu trúc và chủ nghĩa thỏa hiệp là các biến theo lý thuyết nội sinh tiền tê.
Tìm mối quan hệ nhân quả giữa cung tiền và thu nhập được dự đoán bằng lý thuyết
cung tiền tệ nội sinh như trình bày trong các nghiên cứu của Moore. Chúng tơi thấy
rằng tiền và tính thanh khoản tác động hai chiều với nhau: đây là sự hỗ trợ đáng kể
cho đề xuất của Friedman về tác động của tiền đến tính thanh khoản. Đây là phát hiện
mới xác nhận cho đề xuất trước đây về tác động của tiền tệ đến lãi suất nắm giữ trong
dài hạn trong nền kinh tế thử nghiệm này. Mặc dù Canada chọn tiền tệ là mục tiêu
nhưng ngân hàng trung ương đã từ bỏ mục tiêu tiền tệ năm 1982 bằng cách thay đổi
chính sách để ổn định giá theo lạm phát mục tiêu. Những thay đổi có thể do thực tế vì
ngân hàng trung ương Canada khơng đủ khả năng đạt được mục tiêu tiền tệ trong thực
tế mà cung tiền vận hành nội sinh nên ảnh hưởng của ngân hàng trung ương bị giới
hạn bởi điều kiện này.
Thống kê mơ tả trong bảng 2 là tóm tắt kết quả kiểm định của các cặp biến trong kiểm
định quan hệ nhân quả Granger. Những thống kê đó cho thấy mối quan hệ nhân quả
hai chiều giữa các biến MS, GDP và tính thanh khoản. Tất cả các biến đều tác động
hai chiều với nhau ngoại trừ biến P với GDP và GDP với P. Cụ thể hơn, ba giả thiết
đầu tiên về nội sinh tiền tệ được ủng hộ mạnh mẽ: những giả thiết mà MS không gây
ra cho GDP đã được loại trừ; những giả thiết mà cung tiền không gây ra cho MS cũng
được loại trừ; và đó là bằng chứng của mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa MS và
GDP. Vì vậy nó ủng hộ cho nền kinh tế Canada theo lý thuyết cung tiền tệ nội sinh
hậu Keynesian. Đây là kết quả mới cho nền kinh tế này và cũng tạo thuận lợi cho
những kiểm định tiếp theo được thực hiện theo điều kiện nội sinh cung tiền tệ khi

được lập mơ hình.


Thiết lập tiếp theo của kết quả nhân quả đã được giải thích. Kiểm định chính ở đây là
trên MS Granger tác động lên tính thanh khoản LQ. Giả định trong H 4 đã bị loại bỏ
nên ý kiến của Freidman về tác động của tiền tệ đến tính thanh khoản được chứng
minh; hơn nữa có sự ủng hộ rằng mối quan hệ này là quan hệ nhân quả hai chiều như
đề xuất trong (H5). Cũng như có sự hỗ trợ tốt đến hiệu ứng giá cổ phiếu. Giả thuyết
thứ 6 giá cổ phiếu khơng tác động đến tính thanh khoản LQ bị bác bỏ, vì vậy cho thấy
mối qua hệ nhân quả giữa tính thanh khoản và giá cổ phiếu. Giả thiết khác là giá cổ
phiếu P không tác động đến MS cũng được bác bỏ. Vì thế đó là chứng cứ chắc chắn
chứng minh cho mối liên hệ giữa giá cổ phiếu với cung tiền là quan hệ hai chiều.


Những phát hiện về quan hệ nhân quả tuân theo lý thuyết. Sự khẳng định của giả thiết
sẽ làm chúng ta tin theo ý kiến về tính thanh khoản của Freidman và những ý kiến
kèm theo với tác động của tính thanh khoản đến giá chứng khốn được khẳng định
mạnh mẽ bởi quan hê nhân quả.
4.3 Kết quả cân bằng đơn
Bây giờ chúng ta bắt đầu thảo luận về những kiểm định trong các biến có được đầu
tiên từ việc chạy mơ hình cân bằng đơn đến kiểm các biến vượt ra ngồi kiểm định
quan hệ nhân quả. Sau đó, kết quả từ các giải pháp đồng thời đến hệ phương trình
được trình bày. Bảng 3 là tóm tắt kết quả từ chạy hồi quy cân bằng đơn. Kết quả hệ
phương trình được trình bày sau đó.
Thống kê trình bày tóm tắt các biến phụ thuộc - giá bán cổ phiếu P – trong phương
trình đầu tiên được xác định bởi lượng tiền dự trữ (đó là tính thanh khoản LQ), cung
tiền MS, và biến đại diện thu nhập (IPI). Trong ngắn hạn, đưa ra giả thiết là lợi nhuận
cổ phiếu bị tác động bởi nhiều yếu tố như tính thanh khoản, cung tiền, thu nhập của
công ty. Tất cả các biến đều có ý nghĩa trong giới hạn của thống kê t. giá trị R hiệu
chỉnh rất tốt.


Cung tiền trong phương trình thứ 2 được xác định bằng thu nhập thực GDP, lượng
tiền dự trữ LQ, giá cổ phiếu P, lãi suất trái phiếu kho bạc TBR và lạm phát CPI. Mối
quan hệ đáng kể giữa LQ và tiền tệ là một định lý của Friedman được nêu bật trong
kiểm định quan hệ nhân quả Granger ở trên. Ngoại trừ lạm phát, tất cả các biến thống
kê đều có mức thống kê t chấp nhận tại 0.01, 0.05 và 0.1. Độ co giãn thu nhâp của tiền
ít hơn 1, 0.2% được đưa ra chúng tôi sử dụng dữ liệu hằng quý. Trong việc nghiên
cứu cung tiền nội sinh, sử dụng M3 như là tiền tệ gây ra tác động mạnh bởi M2 không
phản ánh thành phần tiết kiệm của M3 nên nó chỉ đơn thuần là cầu tiền để giao dịch.
Tác động của tính thanh khoản đến cung tiền rất có ý nghĩa phản ánh sự gia tăng trong
tiền dự trữ sẽ dẫn đến sự gia tăng cung tiền, xem biểu đồ A và C. Trong phương trình
3, tính thanh khoản được ước lượng bằng cung tiền MS, thu nhập bao gồm GDP thực


và lãi suât cho vay LR. Tất cả các biến đêu có ý nghĩa với mức thống kê T chấp nhận
là 0.01, 0.05 và 0.1. giá trị của hệ số ước lượng (R – hiệu chỉnh) rất cao mặc dù dự
liệu đề xuất trong mơ hình được hỗ trợ: F-ration cũng có ý nghĩa.
4.4. Kết quả của hệ phương trình
Để trình bày kiểm định tính thiết thực của mối quan hệ đã được trình bày trước
thơng qua các kiểm định phương trình đơn, chúng tơi tiếp tục trình bày kết quả của hệ
phương trình, một phương pháp tốt hơn. Phương trình cung tiền và cầu tiền thường
được kiểm định trong
Bảng 3
Kết quả dự tốn sử dụng phương trình đơn:
Variables

Coefficients

t-statistic


Bảng A: Kết quả của phương trình thứ nhất cho giá cổ phiếu khơng có giả định
Eq. (1)

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Prob (F-statistic)

α
LQ
MS
IPI
0.91782
0.91629
0.24601
0.01697

−21.42
−1.15
2.83
1.05
Mean dependent var
S.D. dependent var
Sum squared residual

[−13.2]***
[−4.91]***
[16.93]***
[6.33]***
3.424501

0.850324
9.804381

Bảng B: Kết quả của phương trình thứ hai cho cung tiền khơng có giả định
Eq. (2)

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Prob (F-statistic)

α
LRGDP
LRLQ
LSPRICE
TBR
LCPI
LCPI (1)
0.9860
0.9854
0.053
0.000

4.74
0.2
0.5
0.004
−0.04
−0.48
0.96

Mean dependent var
S.D. dependent var
Sum squared residual

[12.1]***
[3.1]***
[3.7]***
[-1.9]*
[−1.6]
[−0.7]
[1.3]
8.280
0.439
0.446