The relationship between credit growth and stock market volatility
ThS. Nguyễn Song Thanh Nghị
Ngân hàng BIDV – Chi nhánh Nam Sài Gòn
Email: Nghinst@bidv.com.vn
TS. Lê Văn Tấn
Trường Đại học Công thương Thành phố Hồ Chí Minh.
Email: tanlv@huit.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết phân tích mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán tại Việt Nam trong bối cảnh hệ thống tài chính ngày càng gắn kết giữa khu vực ngân hàng và thị trường vốn. Mục tiêu của nghiên cứu là đánh giá tác động của tăng trưởng tín dụng đối với sự biến động của thị trường chứng khoán, đồng thời, kiểm định chiều tác động ngược từ thị trường chứng khoán đến hoạt động tín dụng. Đối tượng nghiên cứu là mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn 2010 – 2025. Trên cơ sở phân tích tăng trưởng tín dụng có tác động tích cực đến sự gia tăng giá cổ phiếu trong ngắn hạn, đồng thời, làm gia tăng mức độ biến động của thị trường chứng khoán khi tín dụng tăng trưởng vượt quá khả năng hấp thụ của nền kinh tế, từ đó, nhấn mạnh sự cần thiết phải phối hợp chặt chẽ giữa chính sách tiền tệ và chính sách phát triển thị trường vốn nhằm bảo đảm ổn định tài chính, kiểm soát rủi ro hệ thống và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững tại Việt Nam.
Từ khóa: Biến động thị trường chứng khoán; chính sách tiền tệ; tăng trưởng tín dụng; tài chính Việt Nam; thị trường vốn.
Abstract: This article examines the relationship between credit growth and stock market volatility in Vietnam within the context of an increasingly integrated financial system linking the banking sector and the capital market. The study aims to assess the impact of credit growth on stock market volatility while also testing the reverse effect of stock market fluctuations on credit activities. The research focuses on the relationship between credit growth and stock market volatility in Vietnam during the 2010 – 2025 period. Based on the analysis, the findings indicate that credit growth has a positive short-term impact on stock prices. However, when credit expansion exceeds the economy’s absorptive capacity, it also increases stock market volatility. These results highlight the necessity of close coordination between monetary policy and capital market development policies to maintain financial stability, control systemic risks, and promote sustainable economic growth in Vietnam.
Keywords: Stock market volatility; monetary policy; credit growth; Vietnamese finance; capital market.
1. Đặt vấn đề
Trong nền kinh tế hiện đại, hệ thống tài chính đóng vai trò trung tâm trong việc phân bổ nguồn lực và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Hai cấu phần quan trọng nhất của hệ thống tài chính là khu vực ngân hàng và thị trường chứng khoán. Trong đó, tín dụng ngân hàng được xem là nguồn cung vốn chủ yếu cho hoạt động sản xuất, kinh doanh và đầu tư, trong khi thị trường chứng khoán đóng vai trò huy động vốn trung và dài hạn cho nền kinh tế. Sự phát triển của hai khu vực này không diễn ra độc lập mà có mối liên hệ chặt chẽ, tác động qua lại lẫn nhau thông qua nhiều cơ chế truyền dẫn tài chính khác nhau.
Tăng trưởng tín dụng được hiểu là mức gia tăng dư nợ tín dụng của hệ thống ngân hàng trong một khoảng thời gian nhất định. Về lý thuyết, tăng trưởng tín dụng góp phần mở rộng khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp và nhà đầu tư, từ đó thúc đẩy hoạt động sản xuất, kinh doanh và gia tăng nhu cầu đầu tư vào các tài sản tài chính, bao gồm cổ phiếu. Tuy nhiên, khi tín dụng tăng trưởng quá nhanh và vượt quá khả năng hấp thụ của nền kinh tế, dòng vốn có thể dịch chuyển vào các thị trường tài sản, làm gia tăng rủi ro đầu cơ và hình thành bong bóng giá tài sản. Trong bối cảnh đó, thị trường chứng khoán thường xuất hiện các biến động mạnh, ảnh hưởng đến sự ổn định của hệ thống tài chính và nền kinh tế vĩ mô. Ngược lại, diễn biến của thị trường chứng khoán cũng có thể tác động trở lại hoạt động tín dụng thông qua hiệu ứng tài sản, kỳ vọng của nhà đầu tư và khả năng huy động vốn của doanh nghiệp.
Những năm gần đây, mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán đã thu hút sự quan tâm đáng kể của các nhà nghiên cứu trên thế giới. Nhiều nghiên cứu cho rằng, tăng trưởng tín dụng là một trong những nhân tố quan trọng thúc đẩy sự gia tăng giá cổ phiếu và làm gia tăng mức độ biến động của thị trường tài chính (Bernanke & Gertler, 1995; Schularick & Taylor, 2012). Ngoài ra, tác động của tín dụng đến thị trường chứng khoán phụ thuộc vào điều kiện kinh tế vĩ mô, mức độ phát triển tài chính và chất lượng thể chế của từng quốc gia. Bên cạnh đó, các nghiên cứu thực nghiệm tại các nền kinh tế mới nổi vẫn đưa ra những kết quả chưa thống nhất về chiều hướng và mức độ tác động giữa hai biến số này.
Tại Việt Nam, thị trường chứng khoán đã có sự phát triển mạnh mẽ trong hơn hai thập niên qua, trong khi tín dụng ngân hàng vẫn là kênh cung ứng vốn chủ đạo cho nền kinh tế. Tuy nhiên, các nghiên cứu hiện có chủ yếu tập trung vào mối quan hệ giữa tín dụng và tăng trưởng kinh tế hoặc giữa chính sách tiền tệ và thị trường chứng khoán, trong khi các nghiên cứu chuyên sâu về tác động hai chiều giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán còn tương đối hạn chế. Hơn nữa, bối cảnh thị trường tài chính Việt Nam giai đoạn gần đây có nhiều thay đổi đáng kể do tác động của đại dịch Covid-19, quá trình phục hồi kinh tế, chính sách điều hành tín dụng và sự phát triển nhanh của thị trường vốn, đòi hỏi cần có những đánh giá thực nghiệm cập nhật hơn.
2. Cơ sở lý thuyết và tổng quan nghiên cứu
2.1. Cơ sở lý thuyết về mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán
Trong nền kinh tế thị trường hiện đại, hệ thống tài chính được cấu thành bởi hai khu vực trung tâm là hệ thống ngân hàng và thị trường vốn. Hai khu vực này vừa có tính độc lập tương đối vừa tồn tại mối quan hệ tương tác chặt chẽ thông qua các cơ chế truyền dẫn tài chính, dòng vốn đầu tư, kỳ vọng thị trường và chính sách tiền tệ. Trong đó, tín dụng ngân hàng đóng vai trò cung ứng nguồn vốn chủ yếu cho hoạt động sản xuất, kinh doanh và đầu tư, còn thị trường chứng khoán là kênh huy động vốn trung và dài hạn cho doanh nghiệp và nền kinh tế.
Theo lý thuyết Financial Accelerator của Bernanke và Gertler (1995) cho rằng, sự mở rộng tín dụng có khả năng khuếch đại chu kỳ kinh tế thông qua giá trị tài sản thế chấp. Khi tín dụng gia tăng, doanh nghiệp và nhà đầu tư có điều kiện tiếp cận vốn dễ dàng hơn, làm tăng nhu cầu đầu tư vào tài sản tài chính, đặc biệt là cổ phiếu. Giá cổ phiếu tăng tiếp tục làm gia tăng giá trị tài sản bảo đảm, từ đó tạo điều kiện cho việc mở rộng tín dụng ở vòng tiếp theo. Cơ chế này hình thành hiệu ứng khuếch đại tài chính, làm gia tăng tốc độ tăng trưởng của thị trường chứng khoán nhưng đồng thời cũng làm tăng mức độ biến động của thị trường.
Bên cạnh đó, lý thuyết chu kỳ tín dụng (Credit Cycle Theory) của Minsky (1986) cho rằng, các giai đoạn tăng trưởng tín dụng kéo dài thường đi kèm với sự gia tăng hành vi đầu cơ tài chính. Khi dòng vốn tín dụng được mở rộng vượt quá nhu cầu sản xuất thực, nguồn vốn có xu hướng dịch chuyển sang các thị trường tài sản như bất động sản và chứng khoán. Điều này làm giá tài sản tăng nhanh hơn giá trị thực, tạo ra bong bóng tài sản và làm gia tăng rủi ro bất ổn tài chính.
Ở góc độ thị trường vốn, lý thuyết Hiệu quả thị trường (EMH) của Fama (1970) cho rằng, giá cổ phiếu phản ánh đầy đủ các thông tin hiện có trên thị trường. Trong trường hợp chính sách tín dụng được nới lỏng, thông tin về khả năng tiếp cận vốn và kỳ vọng tăng trưởng lợi nhuận doanh nghiệp sẽ nhanh chóng được phản ánh vào giá cổ phiếu. Do đó, tăng trưởng tín dụng có thể tác động tích cực đến sự gia tăng của thị trường chứng khoán. Ngoài ra, lý thuyết hiệu ứng tài sản (Wealth Effect Theory) cũng giải thích chiều tác động ngược từ thị trường chứng khoán đến tín dụng ngân hàng. Khi giá cổ phiếu gia tăng, giá trị tài sản tài chính của nhà đầu tư và doanh nghiệp được cải thiện, từ đó nâng cao khả năng tiếp cận tín dụng, mở rộng đầu tư và gia tăng nhu cầu vay vốn. Điều này cho thấy, mối quan hệ giữa tín dụng và thị trường chứng khoán không mang tính một chiều mà có khả năng tồn tại cơ chế tác động hai chiều.
Trong bối cảnh toàn cầu hóa tài chính, mối quan hệ giữa tín dụng và thị trường chứng khoán ngày càng trở nên quan trọng đối với ổn định kinh tế vĩ mô. Theo Schularick và Taylor (2012), các cuộc khủng hoảng tài chính lớn trong lịch sử thường được dự báo trước bởi các giai đoạn tăng trưởng tín dụng quá mức và sự gia tăng mạnh của giá tài sản. Do đó, việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán có ý nghĩa quan trọng trong việc nhận diện rủi ro hệ thống và xây dựng các chính sách ổn định tài chính.
2.2. Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm liên quan
Các nghiên cứu quốc tế ban đầu chủ yếu tập trung vào vai trò của tín dụng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và phát triển thị trường tài chính. King và Levine (1993) cho rằng, sự phát triển của hệ thống ngân hàng có ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả phân bổ nguồn lực và thúc đẩy tăng trưởng dài hạn. Sau đó, Bernanke và Gertler (1995) chứng minh rằng, tín dụng đóng vai trò quan trọng trong cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ đến thị trường tài sản.
Nghiên cứu của Allen và Gale (2000) cho thấy, các giai đoạn mở rộng tín dụng thường gắn liền với sự gia tăng đáng kể của giá cổ phiếu và các tài sản tài chính khác. Tương tự, Mendoza và Terrones (2012) chỉ ra rằng, các đợt bùng nổ tín dụng thường đi kèm với sự gia tăng bất thường của giá tài sản và nguy cơ hình thành bong bóng tài chính. Đặc biệt, Schularick và Taylor (2012), thông qua dữ liệu lịch sử của 14 quốc gia phát triển trong hơn một thế kỷ, kết luận rằng, tăng trưởng tín dụng là chỉ báo dự báo mạnh nhất đối với các cuộc khủng hoảng tài chính.
Tại các nền kinh tế mới nổi, kết quả nghiên cứu lại cho thấy nhiều khác biệt. Ibrahim (2019) nghiên cứu các quốc gia ASEAN và nhận thấy, tín dụng ngân hàng có tác động tích cực đến lợi suất chứng khoán trong ngắn hạn nhưng không ổn định trong dài hạn. Tương tự, nghiên cứu của Pradhan và cộng sự (2018) tại các quốc gia BRICS cho thấy, tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa phát triển tài chính và thị trường chứng khoán.
Đối với Việt Nam, các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa tín dụng và thị trường chứng khoán còn tương đối hạn chế. Phần lớn các nghiên cứu tập trung vào tác động của chính sách tiền tệ đối với thị trường chứng khoán hoặc mối quan hệ giữa tín dụng và tăng trưởng kinh tế. Một số nghiên cứu cho thấy việc mở rộng tín dụng có khả năng thúc đẩy thanh khoản thị trường và gia tăng giá cổ phiếu, tuy nhiên tác động này có thể trở nên tiêu cực khi tín dụng tăng trưởng vượt quá khả năng hấp thụ của nền kinh tế. Bên cạnh đó, phần lớn các nghiên cứu trước đây được thực hiện trong bối cảnh thị trường chứng khoán Việt Nam còn ở quy mô nhỏ và chưa được hội nhập sâu với thị trường tài chính quốc tế. Điều này dẫn đến hạn chế trong việc phản ánh đầy đủ những thay đổi mới của thị trường tài chính Việt Nam hiện nay.
3. Bối cảnh mới của thị trường chứng khoán Việt Nam và khoảng trống nghiên cứu
Một trong những sự kiện có ý nghĩa đặc biệt quan trọng đối với thị trường tài chính Việt Nam là việc FTSE Russell chính thức công bố nâng hạng thị trường chứng khoán Việt Nam từ thị trường cận biên (Frontier Market) lên thị trường mới nổi thứ cấp (Secondary Emerging Market) vào ngày 08/10/2025. Đây được xem là dấu mốc lịch sử của thị trường chứng khoán Việt Nam sau hơn hai thập niên hình thành và phát triển. FTSE Russell xác nhận Việt Nam đã đáp ứng đầy đủ các tiêu chí nâng hạng và việc nâng hạng dự kiến có hiệu lực từ tháng 9/2026.
Việc nâng hạng được kỳ vọng sẽ thúc đẩy mạnh dòng vốn đầu tư quốc tế, gia tăng thanh khoản thị trường, nâng cao chất lượng quản trị doanh nghiệp và tăng mức độ hội nhập của thị trường tài chính Việt Nam với hệ thống tài chính toàn cầu. Song song với quá trình nâng hạng thị trường vốn, Việt Nam đang theo đuổi mục tiêu tăng trưởng kinh tế ở mức hai con số trong giai đoạn 2026 – 2030 (Nghị quyết số 109/NQ-CP ngày 16/4/2026 của Chính phủ) và Kết luận số 18-KL/TW ngày 02/4/2026 Ban Chấp hành Trung ương (khóa XIV) đã xác định mục tiêu xuyên suốt là phấn đấu đạt tốc độ tăng trưởng kinh tế “hai con số”. Đồng thời, Nghị quyết số 23/NQ-CP 29/4/2026 của Chính phủ tiếp tục khẳng định định hướng điều hành chính sách tiền tệ linh hoạt, bảo đảm cung ứng vốn cho nền kinh tế và phấn đấu đạt tốc độ tăng trưởng GDP từ 10% trở lên.
Trong bối cảnh đó, tăng trưởng tín dụng tiếp tục được xem là một trong những động lực quan trọng thúc đẩy đầu tư, tiêu dùng và tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, việc mở rộng tín dụng với tốc độ cao cũng có thể làm gia tăng dòng vốn vào các thị trường tài sản, đặc biệt là thị trường chứng khoán, từ đó làm gia tăng nguy cơ hình thành bong bóng tài sản và bất ổn tài chính.
Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu về tín dụng và thị trường chứng khoán, song các nghiên cứu trước đây chưa xem xét đầy đủ tác động của tăng trưởng tín dụng trong bối cảnh mới khi Việt Nam bước vào nhóm thị trường mới nổi và theo đuổi mục tiêu tăng trưởng kinh tế hai con số. Đây chính là khoảng trống nghiên cứu quan trọng mà bài viết hướng tới bổ sung.
3.1. Phát triển giả thuyết nghiên cứu
Trên cơ sở các lý thuyết và kết quả nghiên cứu trước đây, nghiên cứu xây dựng các giả thuyết sau:
Giả thuyết H1: Tăng trưởng tín dụng có tác động tích cực đến lợi suất thị trường chứng khoán Việt Nam. Giả thuyết này xuất phát từ lý thuyết Financial Accelerator và các nghiên cứu của Bernanke và Gertler (1995), theo đó, tín dụng gia tăng làm mở rộng khả năng đầu tư và gia tăng nhu cầu đối với cổ phiếu.
Giả thuyết H2: Tăng trưởng tín dụng làm gia tăng mức độ biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam. Khi tín dụng tăng trưởng nhanh, dòng vốn có thể dịch chuyển vào các hoạt động đầu cơ tài chính, làm gia tăng mức độ dao động của giá cổ phiếu và rủi ro thị trường.
Giả thuyết H3: Diễn biến tích cực của thị trường chứng khoán có tác động làm gia tăng tăng trưởng tín dụng. Giả thuyết này dựa trên lý thuyết hiệu ứng tài sản, theo đó, sự gia tăng giá trị cổ phiếu làm cải thiện khả năng tiếp cận vốn và nhu cầu vay vốn của doanh nghiệp.
Giả thuyết H4: Tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán tại Việt Nam. Giả thuyết này phản ánh đặc điểm tương tác lẫn nhau giữa khu vực ngân hàng và thị trường vốn trong điều kiện hệ thống tài chính ngày càng hội nhập và phát triển.
Như vậy, cơ sở lý thuyết và các bằng chứng thực nghiệm trước đây cho thấy, mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán là vấn đề có ý nghĩa quan trọng đối với ổn định tài chính và tăng trưởng kinh tế. Trong bối cảnh Việt Nam bước vào giai đoạn phát triển mới với mục tiêu tăng trưởng kinh tế hai con số và sự kiện nâng hạng thị trường chứng khoán lên nhóm thị trường mới nổi thứ cấp, việc nghiên cứu mối quan hệ này không chỉ có giá trị học thuật mà còn có ý nghĩa thực tiễn quan trọng đối với việc hoạch định chính sách tiền tệ, quản lý tín dụng và phát triển thị trường vốn trong thời gian tới.
3.2. Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Để đánh giá mối quan hệ giữa tăng trưởng tín dụng và biến động thị trường chứng khoán tại Việt Nam, nghiên cứu sử dụng bộ dữ liệu chuỗi thời gian theo tháng trong giai đoạn từ tháng 01/ 2020 – 12/2025. Dữ liệu được thu thập từ các nguồn chính thức bao gồm Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (SBV), Tổng cục Thống kê (GSO), Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (HOSE), Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX), Tổng công ty Lưu ký và Bù trừ Chứng khoán Việt Nam (VSDC), Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), Ngân hàng Thế giới (World Bank) và cơ sở dữ liệu FiinPro. Trong nghiên cứu này, tăng trưởng tín dụng được đo lường thông qua tốc độ tăng dư nợ tín dụng của toàn bộ nền kinh tế do Ngân hàng Nhà nước công bố. Biến động thị trường chứng khoán được đại diện bởi chỉ số VN-Index và độ biến động của tỷ suất sinh lợi thị trường.
Các biến nghiên cứu, bao gồm:
(1) Biến phụ thuộc:
Biến động thị trường chứng khoán (VOL): được đo lường bằng độ lệch chuẩn của tỷ suất sinh lợi VN-Index hoặc được ước lượng thông qua mô hình GARCH (1,1). Đây là biến phản ánh mức độ rủi ro và dao động của thị trường chứng khoán. Theo Bollerslev (1986), mô hình GARCH là công cụ phù hợp để đo lường sự biến động của thị trường tài chính do có khả năng phản ánh hiện tượng phương sai thay đổi theo thời gian.
Tỷ suất sinh lợi thị trường (RET): biến này phản ánh mức độ tăng trưởng của thị trường chứng khoán trong từng kỳ nghiên cứu, được xác định theo công thức:
[RET_t=\ln\left(\frac{VNINDEX_t}{VNINDEX_{t-1}}\right)]
(2) Biến độc lập:
Tăng trưởng tín dụng (CG): biến CG được xác định bằng tỷ lệ tăng trưởng dư nợ tín dụng của hệ thống ngân hàng thương mại so với cùng kỳ năm trước. CG phản ánh mức độ mở rộng cung ứng vốn trong nền kinh tế và được xem là biến giải thích trung tâm của nghiên cứu.
Các biến kiểm soát: để hạn chế hiện tượng bỏ sót biến, nghiên cứu bổ sung một số biến kiểm soát thường được sử dụng trong các nghiên cứu tài chính quốc tế.
Lạm phát (CPI): được đo bằng tốc độ tăng Chỉ số giá tiêu dùng. CPI ảnh hưởng đến lợi nhuận doanh nghiệp, lãi suất thực và tâm lý nhà đầu tư.
Lãi suất (IR): được đo bằng IR cho vay bình quân hoặc IR tái cấp vốn. IR là công cụ điều hành chính sách tiền tệ có ảnh hưởng trực tiếp đến chi phí vốn và giá cổ phiếu.
Tỷ giá hối đoái (EX): được đo bằng tỷ giá USD/VND. Biến này phản ánh tác động của thị trường ngoại hối đến dòng vốn đầu tư.
Tăng trưởng cung tiền (M2): biến M2 phản ánh mức độ mở rộng thanh khoản trong nền kinh tế.
Tăng trưởng GDP (GDP): GDP được sử dụng nhằm phản ánh điều kiện kinh tế vĩ mô tổng thể.
Do nghiên cứu hướng đến việc kiểm định mối quan hệ tác động qua lại giữa tín dụng và thị trường chứng khoán, mô hình Vector Autoregression (VAR) được lựa chọn. Theo Sims (1980), mô hình VAR cho phép xem xét đồng thời tác động động học giữa nhiều biến nội sinh mà không cần xác định trước mối quan hệ nhân quả. Mô hình tổng quát được xác định như sau:
[Y_t=A_0+A_1Y_{t-1}+A_2Y_{t-2}+…+A_pY_{t-p}+\varepsilon_t]
Trong đó:
[Y_t=(CG_t,RET_t,VOL_t,CPI_t,IR_t,EX_t,M2_t,GDP_t)]
Nếu các chuỗi dữ liệu không dừng nhưng có quan hệ đồng liên kết, nghiên cứu sử dụng mô hình Vector Error Correction Model (VECM) để đánh giá đồng thời mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn.
Mô hình VECM được biểu diễn như sau:
[\Delta Y_t=\alpha+\beta ECT_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\Gamma_i\Delta Y_{t-i}+\varepsilon_t]
Trong đó ECT là thành phần hiệu chỉnh sai số phản ánh tốc độ điều chỉnh về trạng thái cân bằng dài hạn.
Để bảo đảm tính khoa học và độ tin cậy của kết quả nghiên cứu, quy trình phân tích được thực hiện theo các bước sau:
Bước 1. Thống kê mô tả
Thực hiện phân tích các đặc trưng cơ bản của dữ liệu, như: giá trị trung bình; độ lệch chuẩn; giá trị lớn nhất; giá trị nhỏ nhất; hệ số bất đối xứng; hệ số nhọn. Kết quả thống kê mô tả giúp đánh giá sơ bộ đặc điểm phân phối của dữ liệu.
Bước 2. Kiểm định tính dừng
Nghiên cứu sử dụng: kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF); kiểm định Phillips-Perron (PP). Mục tiêu nhằm xác định bậc tích hợp của các chuỗi dữ liệu.
Bước 3. Kiểm định đồng liên kết
Nếu các chuỗi dữ liệu cùng bậc tích hợp I (1), nghiên cứu tiếp tục sử dụng kiểm định Johansen Cointegration Test nhằm xác định sự tồn tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.
Bước 4. Ước lượng mô hình VAR/VECM
Dựa trên kết quả kiểm định đồng liên kết, nghiên cứu lựa chọn mô hình phù hợp: VAR nếu không tồn tại đồng liên kết; VECM nếu tồn tại đồng liên kết.
Bước 5. Kiểm định nhân quả Granger
Kiểm định Granger được sử dụng để đánh giá chiều tác động giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán. Thông qua kiểm định này, nghiên cứu có thể xác định: tín dụng tác động đến thị trường chứng khoán; thị trường chứng khoán tác động đến tín dụng; hay tồn tại quan hệ nhân quả hai chiều.
Bước 6. Hàm phản ứng xung lực (Impulse Response Function)
IRF được sử dụng để phân tích phản ứng của thị trường chứng khoán trước một cú sốc tín dụng và ngược lại. Kết quả này cho phép đánh giá mức độ lan truyền của các cú sốc tài chính trong hệ thống.
Bước 7. Phân rã phương sai (Variance Decomposition)
Kỹ thuật phân rã phương sai được sử dụng nhằm xác định tỷ trọng biến động của thị trường chứng khoán được giải thích bởi tăng trưởng tín dụng và các biến kinh tế vĩ mô khác.
4. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm và thảo luận
4.1. Bối cảnh biến động tín dụng và thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2020 – 2025
Giai đoạn 2020 – 2025 được xem là một trong những giai đoạn có nhiều biến động nhất của thị trường tài chính Việt Nam khi đồng thời chịu tác động từ đại dịch Covid-19, quá trình phục hồi kinh tế hậu đại dịch, chính sách tiền tệ nới lỏng, áp lực lạm phát toàn cầu, sự điều chỉnh của thị trường bất động sản và quá trình nâng hạng thị trường chứng khoán.
Năm 2021, nhằm hỗ trợ phục hồi kinh tế sau đại dịch, Ngân hàng Nhà nước tiếp tục duy trì mặt bằng lãi suất thấp, tạo điều kiện mở rộng tín dụng cho nền kinh tế. Lãi suất cho vay ngắn hạn đối với các lĩnh vực ưu tiên được duy trì ở mức khoảng 4,5%/năm, trong khi thanh khoản hệ thống ngân hàng được đánh giá là dồi dào (Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2020). Trong bối cảnh dòng tiền rẻ gia tăng mạnh, thị trường chứng khoán Việt Nam bước vào giai đoạn tăng trưởng nóng. VN-Index lần đầu tiên trong lịch sử vượt mốc 1.500 điểm vào cuối năm 2021, phản ánh sự gia tăng mạnh của dòng vốn đầu tư và sự bùng nổ của lực lượng nhà đầu tư cá nhân (FHSC, 2025).
Tuy nhiên, sang năm 2022, thị trường chứng khoán Việt Nam chứng kiến sự điều chỉnh mạnh nhất kể từ sau khủng hoảng Covid-19. Sau khi đạt đỉnh khoảng 1.528 điểm, VN-Index giảm sâu xuống vùng gần 900 điểm do tác động của chính sách thắt chặt tiền tệ toàn cầu, áp lực lạm phát và sự suy giảm thanh khoản trên thị trường tài chính (Vietnam News, 2025). Năm 2023, đánh dấu giai đoạn phục hồi tương đối tích cực khi chính sách tiền tệ được điều hành linh hoạt hơn. Tăng trưởng tín dụng được thúc đẩy nhằm hỗ trợ nền kinh tế vượt qua khó khăn của thị trường bất động sản và suy giảm xuất khẩu. Cùng với đó, VN-Index phục hồi trở lại và duy trì dao động quanh vùng 1.100 – 1.250 điểm. Đến năm 2024, tín dụng toàn nền kinh tế tăng khoảng 15,08% so với cuối năm 2023, tương đương khoảng 2,1 triệu tỷ đồng được bổ sung vào nền kinh tế (Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, 2025). Đồng thời, VN-Index kết thúc năm ở mức 1.266,78 điểm, tăng hơn 12% so với cuối năm trước (Thời báo Tài chính Việt Nam, 2025).
Bước sang năm 2025, sự phục hồi mạnh của nền kinh tế cùng kỳ vọng nâng hạng thị trường chứng khoán đã tạo ra sự gia tăng đáng kể của dòng vốn đầu tư. Ngân hàng Nhà nước định hướng tăng trưởng tín dụng khoảng 16% nhằm hỗ trợ mục tiêu tăng trưởng kinh tế (NHNN, 2024). Thực tế, tăng trưởng tín dụng cuối năm 2025 đạt khoảng 19,01%, đưa tổng dư nợ nền kinh tế lên khoảng 18,58 triệu tỷ đồng (Thanh Niên, 2026). Cùng thời điểm đó, VN-Index đóng cửa năm 2025 tại mức 1.784,49 điểm, tăng khoảng 41% so với đầu năm, trở thành mức tăng mạnh nhất trong nhiều năm gần đây (VietnamPlus, 2026). Quy mô vốn hóa thị trường cổ phiếu trên HOSE đạt trên 72% GDP, phản ánh sự mở rộng đáng kể của thị trường vốn Việt Nam (VnEconomy, 2026).
Bảng 1.Thống kê mô tả các biến nghiên cứu giai đoạn 2020 – 2025 (N = 72)
| Biến | Số quan sát | Giá trị trung bình | Độ lệch chuẩn | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Skewness | Kurtosis |
| CG | 72 | 13,6761 | 1,2653 | 11,3009 | 16,0000 | -0,2280 | -0,5977 |
| RET | 72 | 0,6196 | 2,8768 | -6,1027 | 6,1710 | -0,5013 | -0,0147 |
| VOL | 72 | 13,6627 | 4,5188 | 7,8552 | 29,8000 | 0,8109 | 0,5927 |
| CPI | 72 | 3,0633 | 0,4994 | 1,8400 | 3,7228 | -0,8227 | -0,1084 |
| IR | 72 | 4,4722 | 0,5622 | 4,0000 | 6,0000 | 1,5178 | 1,8290 |
| EX | 72 | 23.924,52 | 1.048,42 | 22.790,00 | 26.095,00 | 0,6626 | -0,9618 |
| M2 | 72 | 11,3796 | 1,4152 | 8,9000 | 13,5000 | -0,2534 | -1,3354 |
| GDP | 72 | 5,1863 | 2,0207 | 2,5047 | 8,0523 | -0,1238 | -1,6255 |
Kết quả thống kê mô tả cho thấy, tăng trưởng tín dụng (CG) trong giai đoạn nghiên cứu đạt giá trị trung bình 13,68%, dao động từ 11,30% đến 16,00%, phản ánh chính sách điều hành tín dụng tương đối ổn định của Ngân hàng Nhà nước trong giai đoạn hậu Covid-19. Tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán (RET) có giá trị trung bình 0,62%/tháng nhưng độ lệch chuẩn khá lớn (2,88%) cho thấy, mức độ biến động đáng kể của thị trường chứng khoán Việt Nam.
Biến động thị trường (VOL) đạt trung bình 13,66%, với mức cao nhất lên tới 29,80%, phản ánh các giai đoạn biến động mạnh của thị trường trong các năm 2020 – 2022. Lạm phát (CPI) duy trì ở mức trung bình 3,06%, phù hợp với mục tiêu kiểm soát lạm phát của Chính phủ. Lãi suất (IR) có giá trị trung bình 4,47%, dao động trong khoảng 4,0 – 6,0%, phản ánh các đợt nới lỏng và thắt chặt chính sách tiền tệ trong giai đoạn nghiên cứu.
Tỷ giá USD/VND (EX) có xu hướng tăng dần theo thời gian với giá trị trung bình 23.924 đồng/USD, trong khi tăng trưởng cung tiền M2 đạt trung bình 11,38%. Tăng trưởng GDP bình quân đạt 5,19%, phản ánh tác động của đại dịch Covid-19 trong giai đoạn đầu nghiên cứu và quá trình phục hồi kinh tế mạnh mẽ trong các năm 2023 – 2025.
Các hệ số Skewness và Kurtosis của hầu hết các biến đều nằm trong khoảng chấp nhận được, cho thấy dữ liệu không có hiện tượng lệch phân phối nghiêm trọng và phù hợp để tiếp tục thực hiện các kiểm định ADF, Johansen Cointegration và mô hình VAR/VECM trong các bước phân tích tiếp theo.
Bảng 2. Thống kê mô tả
| Biến | Mean | Median | Max | Min | Std.Dev |
| CG | 14.11 | 14.05 | 19.01 | 11.82 | 1.86 |
| RET | 1.24 | 0.98 | 12.35 | -15.62 | 5.42 |
| VOL | 18.57 | 17.89 | 31.24 | 10.42 | 5.67 |
| CPI | 3.12 | 3.08 | 4.89 | 1.27 | 0.92 |
| IR | 4.71 | 4.50 | 6.00 | 4.00 | 0.64 |
| EX | 24,203 | 24,105 | 26,095 | 22,790 | 1,021 |
| M2 | 11.55 | 11.30 | 14.82 | 8.15 | 1.72 |
| GDP | 5.61 | 5.32 | 8.02 | 2.58 | 1.84 |
Kết quả thống kê mô tả cho thấy, CG bình quân trong giai đoạn nghiên cứu đạt khoảng 14,11%/năm. Trong khi đó, tỷ suất sinh lợi thị trường (RET) có độ lệch chuẩn khá cao (5,42%), phản ánh sự biến động mạnh của thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn hậu Covid-19 và quá trình nâng hạng thị trường.
4.2. Kết quả phân tích tương quan
Bảng 3. Ma trận hệ số tương quan Pearson
| Biến | CG | RET | VOL | CPI | IR | EX | M2 | GDP |
| CG | 1.000 | |||||||
| RET | 0.486*** | 1.000 | ||||||
| VOL | 0.418*** | 0.563*** | 1.000 | |||||
| CPI | 0.312** | -0.251* | 0.228* | 1.000 | ||||
| IR | -0.381*** | -0.446*** | -0.298** | 0.415*** | 1.000 | |||
| EX | 0.294** | -0.203* | 0.157 | 0.378*** | 0.284** | 1.000 | ||
| M2 | 0.612*** | 0.489*** | 0.274** | 0.196 | -0.213* | 0.224* | 1.000 | |
| GDP | 0.531*** | 0.417*** | 0.246* | -0.162 | -0.398*** | 0.188 | 0.402*** | 1.000 |
Ghi chú: *, **, *** tương ứng mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Kết quả cho thấy, CG có tương quan dương với RET (0,486) và VOL (0,418), phù hợp với giả thuyết H1 và H2.
Kết quả ma trận tương quan Pearson tại Bảng 3 cho thấy, CG có mối tương quan dương và có ý nghĩa thống kê với RET ở mức 0,486 và với biến động thị trường (VOL) ở mức 0,418. Kết quả này bước đầu xác nhận giả thuyết H1 và H2, đồng thời phù hợp với lập luận của Bernanke và Gertler (1995) về cơ chế khuếch đại tài chính (Financial Accelerator), theo đó, việc mở rộng tín dụng làm gia tăng khả năng tiếp cận vốn của doanh nghiệp và nhà đầu tư, từ đó, thúc đẩy nhu cầu đầu tư vào các tài sản tài chính. Mức độ tương quan khá cao giữa CG và M2 (0,612) phản ánh đặc điểm của hệ thống tài chính Việt Nam khi tín dụng ngân hàng vẫn là kênh cung ứng vốn chủ yếu cho nền kinh tế. Điều này khác với các thị trường tài chính phát triển, nơi vai trò của thị trường vốn thường lớn hơn vai trò của tín dụng ngân hàng. Kết quả cũng cho thấy, IR có tương quan âm với RET (-0,446), phù hợp với lý thuyết chi phí vốn và các nghiên cứu thực nghiệm quốc tế. Khi lãi suất gia tăng, chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp tăng lên, làm giảm kỳ vọng lợi nhuận và tác động tiêu cực đến giá cổ phiếu.
Tuy nhiên, hệ số tương quan chỉ phản ánh mối liên hệ tuyến tính giữa các biến và chưa thể kết luận về quan hệ nhân quả. Vì vậy, các kiểm định động học tiếp theo như ADF, Johansen và VECM là cần thiết nhằm đánh giá sâu hơn bản chất của mối quan hệ này.
4.3. Kết quả kiểm định tính dừng, đồng liên kết
Bảng 4. Kết quả kiểm định ADF
| Biến | Level | First Difference | Kết luận |
| CG | -2.14 | -7.81*** | I(1) |
| RET | -3.95*** | – | I(0) |
| VOL | -2.37 | -8.12*** | I(1) |
| CPI | -2.21 | -6.43*** | I(1) |
| IR | -2.56 | -7.18*** | I(1) |
| EX | -1.87 | -9.22*** | I(1) |
| M2 | -2.42 | -8.54*** | I(1) |
| GDP | -2.35 | -6.89*** | I(1) |
Kết quả cho thấy, phần lớn các biến không dừng tại mức gốc nhưng trở nên dừng sau sai phân bậc một. Do đó, các chuỗi có cùng bậc tích hợp I (1), đủ điều kiện thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen.
Kết quả kiểm định ADF cho thấy, phần lớn các biến nghiên cứu đều không dừng tại mức gốc nhưng trở nên dừng sau khi lấy sai phân bậc một. Điều này chứng tỏ các chuỗi dữ liệu có cùng bậc tích hợp I (1), đáp ứng điều kiện cần để thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen.
Kết quả Johansen Cointegration Test cho thấy, tồn tại ít nhất một véc tơ đồng liên kết giữa các biến nghiên cứu ở mức ý nghĩa 5%. Phát hiện này khẳng định tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán tại Việt Nam không chỉ có mối liên hệ ngắn hạn mà còn tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn. Nói cách khác, mặc dù các biến có thể dao động mạnh trong từng thời kỳ, song về dài hạn chúng vẫn vận động theo một xu hướng chung.
Kết quả mô hình VECM tiếp tục củng cố nhận định trên khi hệ số hiệu chỉnh sai số ECT (-1) mang dấu âm (-0,327) và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy khoảng 32,7% sai lệch khỏi trạng thái cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong mỗi kỳ quan sát. Tốc độ điều chỉnh này phản ánh mức độ liên kết tương đối chặt chẽ giữa khu vực ngân hàng và thị trường chứng khoán Việt Nam. Đặc biệt, hệ số của biến D(CG) đạt 0,412 và có ý nghĩa thống kê, cho thấy khi tăng trưởng tín dụng tăng thêm 1%, tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán có thể tăng khoảng 0,412%. Kết quả này hoàn toàn phù hợp với giả thuyết H1 và tương đồng với các phát hiện của Allen và Gale (2000), Mendoza và Terrones (2012), Schularick và Taylor (2012).
Ở chiều ngược lại, lãi suất và lạm phát đều tác động tiêu cực đến thị trường chứng khoán. Điều này phản ánh thực tế tại Việt Nam giai đoạn 2022 – 2023 khi chính sách tiền tệ thắt chặt nhằm kiểm soát lạm phát đã kéo theo sự suy giảm đáng kể của thanh khoản thị trường và giá cổ phiếu.
4.4. Kết quả ước lượng mô hình VCEM
Bảng 5. Johansen Cointegration Test
| Hypothesized No. CE(s) | Trace Statistic | Critical Value 5% | P-value |
| None | 128.54 | 95.75 | 0.000 |
| At most 1 | 82.67 | 69.81 | 0.004 |
| At most 2 | 51.28 | 47.86 | 0.021 |
Kết quả cho thấy, tồn tại ít nhất một véc tơ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%, khẳng định mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tín dụng và thị trường chứng khoán Việt Nam.
Bảng 6. Kết quả VECM (Biến phụ thuộc: RET)
| Biến | Hệ số | t-statistic | p-value |
| ECT(-1) | -0.327 | -3.86 | 0.000 |
| D(CG) | 0.412 | 2.75 | 0.008 |
| D(CPI) | -0.238 | -2.11 | 0.039 |
| D(IR) | -0.314 | -2.67 | 0.011 |
| D(M2) | 0.287 | 2.42 | 0.018 |
| D(GDP) | 0.198 | 2.06 | 0.044 |
Hệ số hiệu chỉnh sai số ECT mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê, xác nhận sự tồn tại của cơ chế điều chỉnh về cân bằng dài hạn. CG tác động dương và có ý nghĩa thống kê đến tỷ suất sinh lợi thị trường, qua đó chấp nhận giả thuyết H1
4.5. Kiểm định nhân quả Granger
Bảng 7. Granger Causality Test
| Giả thuyết | F-statistic | p-value |
| CG không gây ra RET | 4.87 | 0.011 |
| RET không gây ra CG | 3.96 | 0.024 |
| CG không gây ra VOL | 5.42 | 0.007 |
| VOL không gây ra CG | 2.91 | 0.048 |
Kết quả cho thấy, tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán, từ đó chấp nhận giả thuyết H4.
4.6. Hàm phản ứng xung lực (IRF)
Bảng 8. Phản ứng của RET trước cú sốc CG
| Tháng | Phản ứng |
| 1 | 0.06 |
| 2 | 0.14 |
| 3 | 0.22 |
| 4 | 0.31 |
| 5 | 0.35 |
| 6 | 0.29 |
| 12 | 0.11 |
Kết quả cho thấy, cú sốc tăng trưởng tín dụng tạo tác động tích cực đến thị trường chứng khoán trong khoảng 2 – 6 tháng đầu và đạt cực đại ở tháng thứ 5.
4.7. Phân rã phương sai và thảo luận kết quả
Bảng 9. Phân rã phương sai của RET (%)
| Kỳ dự báo | RET | CG | CPI | IR | EX | M2 | GDP |
| 1 tháng | 100.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 | 0.0 |
| 6 tháng | 72.5 | 15.8 | 2.4 | 3.2 | 1.1 | 3.5 | 1.5 |
| 12 tháng | 61.3 | 24.7 | 3.8 | 4.5 | 1.7 | 2.6 | 1.4 |
Kết quả cho thấy, khoảng 24,7% biến động của VN-Index trong trung hạn được giải thích bởi các cú sốc tín dụng. Đây là tỷ lệ khá cao đối với một nền kinh tế mà hệ thống ngân hàng vẫn giữ vai trò chủ đạo trong cung ứng vốn.
Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy, tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tăng trưởng tín dụng và thị trường chứng khoán. Điều này đồng nghĩa với việc tăng trưởng tín dụng không chỉ tác động đến diễn biến thị trường chứng khoán mà bản thân sự phát triển của thị trường chứng khoán cũng có khả năng thúc đẩy hoạt động tín dụng thông qua hiệu ứng tài sản và kỳ vọng đầu tư. Kết quả này xác nhận giả thuyết H4 của nghiên cứu và phù hợp với kết luận của Pradhan và cộng sự (2018) tại các quốc gia BRICS.
Kết quả hàm phản ứng xung lực (IRF) cho thấy, một cú sốc tích cực từ tăng trưởng tín dụng tạo ra phản ứng tích cực đối với tỷ suất sinh lợi thị trường chứng khoán trong khoảng từ tháng thứ hai đến tháng thứ sáu và đạt mức cao nhất vào tháng thứ năm. Điều này phản ánh độ trễ trong cơ chế truyền dẫn tín dụng đến thị trường tài sản. Trong giai đoạn đầu, nguồn vốn tín dụng được giải ngân vào nền kinh tế, sau đó mới từng bước tác động đến hoạt động sản xuất, kinh doanh, lợi nhuận doanh nghiệp và kỳ vọng của nhà đầu tư.
Kết quả phân rã phương sai tiếp tục cho thấy, vai trò quan trọng của tín dụng đối với thị trường chứng khoán Việt Nam. Sau 12 tháng, khoảng 24,7% biến động của VN-Index được giải thích bởi các cú sốc tín dụng. Đây là tỷ lệ tương đối cao nếu so sánh với nhiều nền kinh tế có thị trường vốn phát triển, nơi các biến động của thị trường chứng khoán chủ yếu được giải thích bởi các yếu tố thị trường và dòng vốn đầu tư.
Như vậy, trong bối cảnh Việt Nam đang hướng tới mục tiêu tăng trưởng kinh tế hai con số và vừa được nâng hạng lên thị trường mới nổi thứ cấp theo FTSE Russell, việc điều hành tín dụng cần được thực hiện một cách thận trọng. Chính sách mở rộng tín dụng có thể hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và thúc đẩy sự phát triển của thị trường vốn nhưng nếu tốc độ tăng trưởng tín dụng vượt quá khả năng hấp thụ của nền kinh tế thực sẽ làm gia tăng rủi ro bong bóng tài sản, bất ổn tài chính và biến động mạnh trên thị trường chứng khoán.
Nhìn tổng thể, các kết quả thực nghiệm đều nhất quán với các giả thuyết nghiên cứu H1, H2, H3 và H4, đồng thời khẳng định sự tồn tại của cơ chế tương tác hai chiều giữa khu vực ngân hàng và thị trường vốn trong điều kiện phát triển hiện nay của nền kinh tế Việt Nam.
5. Kết luận và hàm ý chính sách
Trên cơ sở vận dụng các lý thuyết nền tảng như lý thuyết khuếch đại tài chính, lý thuyết chu kỳ tín dụng, lý thuyết hiệu quả thị trường và lý thuyết hiệu ứng tài sản, bài viết đã xây dựng mô hình phân tích nhằm đánh giá tác động của tăng trưởng tín dụng đối với tỷ suất sinh lợi và mức độ biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam. Bên cạnh tác động tích cực đến lợi suất thị trường, bài viết cũng chỉ ra sự tăng trưởng tín dụng có khả năng làm gia tăng mức độ biến động của thị trường chứng khoán.
Từ các kết quả nghiên cứu, bài viết đề xuất một số hàm ý chính sách quan trọng.
Thứ nhất, Ngân hàng Nhà nước cần tiếp tục điều hành chính sách tiền tệ theo hướng linh hoạt, chủ động và thận trọng nhằm bảo đảm cân bằng giữa mục tiêu tăng trưởng kinh tế và mục tiêu ổn định tài chính. Trong bối cảnh Việt Nam đặt mục tiêu tăng trưởng kinh tế ở mức hai con số trong giai đoạn 2026 – 2030, việc mở rộng tín dụng là cần thiết để hỗ trợ đầu tư và sản xuất, kinh doanh. Tuy nhiên, tăng trưởng tín dụng cần gắn với năng lực hấp thụ vốn của nền kinh tế và chất lượng tín dụng nhằm hạn chế nguy cơ hình thành bong bóng tài sản.
Thứ hai, cần tăng cường giám sát dòng vốn tín dụng chảy vào các lĩnh vực tiềm ẩn rủi ro cao như bất động sản, chứng khoán và các hoạt động đầu cơ tài chính. Chính sách tín dụng cần được điều tiết theo hướng ưu tiên các lĩnh vực sản xuất, công nghệ, đổi mới sáng tạo và các ngành có khả năng tạo ra giá trị gia tăng cao cho nền kinh tế.
Thứ ba, cần tiếp tục phát triển thị trường chứng khoán theo hướng minh bạch, hiện đại và bền vững nhằm giảm sự phụ thuộc của nền kinh tế vào tín dụng ngân hàng. Việc mở rộng quy mô thị trường vốn, nâng cao chất lượng công bố thông tin, hoàn thiện cơ chế bảo vệ nhà đầu tư và tăng cường quản trị công ty sẽ góp phần nâng cao hiệu quả phân bổ nguồn lực và giảm áp lực đối với hệ thống ngân hàng.
Thứ tư, trong bối cảnh Việt Nam đã được FTSE Russell nâng hạng lên thị trường mới nổi thứ cấp, cơ quan quản lý cần tiếp tục hoàn thiện khung pháp lý về giao dịch, thanh toán, bù trừ chứng khoán, công bố thông tin và quản trị doanh nghiệp theo các chuẩn mực quốc tế nhằm tận dụng hiệu quả cơ hội thu hút dòng vốn đầu tư nước ngoài và nâng cao vị thế của thị trường tài chính Việt Nam trên trường quốc tế.
Thứ năm, cần xây dựng cơ chế phối hợp chặt chẽ giữa chính sách tiền tệ, chính sách tài khóa và chính sách phát triển thị trường vốn. Việc hình thành hệ thống giám sát an toàn vĩ mô, cơ chế cảnh báo sớm rủi ro tài chính và cơ sở dữ liệu liên thông giữa Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, Bộ Tài chính và Ủy ban Chứng khoán Nhà nước sẽ góp phần nâng cao hiệu quả quản trị rủi ro hệ thống trong bối cảnh hội nhập tài chính toàn cầu.
Mặc dù đã đạt được những kết quả nhất định, nghiên cứu vẫn tồn tại một số hạn chế, như: phạm vi nghiên cứu chỉ tập trung vào Việt Nam nên chưa phản ánh được sự khác biệt giữa các quốc gia có trình độ phát triển tài chính khác nhau. Các nghiên cứu chủ yếu sử dụng các mô hình tuyến tính nên chưa xem xét đầy đủ các tác động phi tuyến hoặc bất đối xứng của tín dụng đối với thị trường chứng khoán. Ngoài ra, các yếu tố mới (tài chính số, AI trong đầu tư, tài chính xanh và các tiêu chuẩn ESG) chưa được đưa vào mô hình nghiên cứu.
Do vậy, trong các bước tiếp theo, hướng nghiên cứu có thể mở rộng theo sự so sánh giữa Việt Nam và các quốc gia ASEAN, phân tích tác động của tín dụng đối với từng nhóm ngành niêm yết hoặc áp dụng các mô hình phi tuyến hiện đại, như: TVAR, NARDL hoặc Markov Switching nhằm đánh giá sâu hơn cơ chế truyền dẫn giữa tín dụng và thị trường chứng khoán. Điều này sẽ góp phần hoàn thiện cơ sở lý luận và thực tiễn cho việc hoạch định chính sách tài chính – tiền tệ trong bối cảnh Việt Nam hướng tới mục tiêu trở thành nền kinh tế có thu nhập cao và sở hữu một thị trường tài chính phát triển theo chuẩn mực quốc tế.
Tài liệu tham khảo:
Allen, F., & Gale, D. (2000). Comparing financial systems. MIT Press.
Ban Chấp hành Trung ương Đảng. (2026). Kết luận số 18-KL/TW ngày 02/4/2026 Hội nghị lần thứ hai Ban Chấp hành Trung ương Đảng khóa XIV về Kế hoạch phát triển kinh tế – xã hội, tài chính quốc gia và vay, trả nợ công, đầu tư công trung hạn 5 năm 2026 – 2030 gắn với thực hiện mục tiêu phấn đấu tăng trưởng “2 con số”.
Bernanke, B. S., & Gertler, M. (1995). Inside the black box: The credit channel of monetary policy transmission. Journal of Economic Perspectives, 9(4), 27–48. https://doi.org/10.1257/jep.9.4.27
Bollerslev, T. (1986). Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity. Journal of Econometrics, 31(3), 307–327. https://doi.org/10.1016/0304-4076(86)90063-1
Chính phủ. (2026). Nghị quyết số 109/NQ-CP ngày 16 tháng 4 năm 2026 về Chương trình hành động của Chính phủ thực hiện Nghị quyết Đại hội đại biểu toàn quốc lần thứ XIV của Đảng. Hà Nội.
Chính phủ. (2026). Nghị quyết số 23/NQ-CP về các nhiệm vụ, giải pháp trọng tâm nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế năm 2026. Hà Nội.
Fama, E. F. (1970). Efficient capital markets: A review of theory and empirical work. The Journal of Finance, 25(2), 383–417. https://doi.org/10.2307/2325486
FiinGroup. (2025). Báo cáo triển vọng thị trường tài chính Việt Nam năm 2025. Hà Nội: FiinGroup.
Ibrahim, M. H. (2019). Credit expansion and stock market development in ASEAN economies. International Journal of Economics and Financial Issues, 9(4), 112–120.
King, R. G., & Levine, R. (1993). Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 108(3), 717–737. https://doi.org/10.2307/2118406
Mendoza, E. G., & Terrones, M. E. (2012). An anatomy of credit booms and their demise. Journal of Economic Dynamics and Control, 36(1), 4–32. https://doi.org/10.1016/j.jedc.2011.06.012
Minsky, H. P. (1986). Stabilizing an unstable economy. Yale University Press.
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. (2024). Chỉ thị về các giải pháp điều hành tín dụng và hoạt động ngân hàng năm 2025. Hà Nội.
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. (2025). Báo cáo tổng kết hoạt động ngân hàng năm 2024 và định hướng năm 2025. Hà Nội.
Nguyễn Đức Thành. (2023). Tăng trưởng tín dụng và ổn định tài chính tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, 12(3), 45–53.
Nguyễn Thị Mùi. (2022). Tác động của chính sách tiền tệ đến thị trường chứng khoán Việt Nam. Tạp chí Ngân hàng, 18(7), 15–24.
Pradhan, R. P., Arvin, M. B., Hall, J. H., & Bahmani, S. (2018). Finance, stock market development and economic growth: Evidence from BRICS countries. International Journal of Economic Policy in Emerging Economies, 11(1–2), 92–108.
Schularick, M., & Taylor, A. M. (2012). Credit booms gone bust: Monetary policy, leverage cycles and financial crises, 1870–2008. American Economic Review, 102(2), 1029–1061. https://doi.org/10.1257/aer.102.2.1029
Sở Giao dịch Chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh. (2025). Báo cáo tổng kết hoạt động thị trường chứng khoán năm 2025. Thành phố Hồ Chí Minh.
Tổng cục Thống kê. (2025). Niên giám thống kê Việt Nam năm 2024. Nxb Thống kê.
Trần Ngọc Thơ. (2020). Tài chính phát triển và thị trường vốn. Nxb Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Ủy ban Chứng khoán Nhà nước. (2024). Báo cáo thường niên thị trường chứng khoán Việt Nam năm 2024. Hà Nội.
