(Luận văn) ảnh hưởng của biến động tỷ giá đến giá chứng khoán

t to ng BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH hi ep w n lo ad ju y th yi TRẦN ĐỨC QUANG pl n ua al n va ll fu m oi ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐẾN GIÁ nh at CHỨNG KHOÁN z z k jm ht vb om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re th TP Hồ Chí Minh – 2019 t to ng hi BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH ep w n lo ad y th ju TRẦN ĐỨC QUANG yi pl n ua al va n ẢNH HƯỞNG CỦA BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ ĐẾN GIÁ ll fu oi m CHỨNG KHOÁN at nh z Chuyên ngành: Tài chính–Ngân hàng Mã số: 8340201 z k jm ht vb gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c n va PGS.TS LÊ THỊ LANH n a Lu NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: y te re th TP Hồ Chí Minh – 2019 LỜI CAM ĐOAN t to ng hi ep Tôi xin cam đoan đề tài “Ảnh hưởng biến động tỷ giá lên giá chứng khoán” nghiên cứu độc lập, tơi thực sở kiến thức học, w n tham khảo số nghiên cứu không chép tài liệu khác Tôi xin cam lo ad đoan điều thật chịu trách nhiệm vi phạm quy định ju y th nhà trường yi pl TP Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2019 n ua al n va ll fu oi m nh at Trần Đức Quang z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to ng hi TRANG PHỤ BÌA ep LỜI CAM ĐOAN w MỤC LỤC n lo DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ad DANH MỤC BẢNG BIỂU y th ju DANH MỤC HÌNH yi TĨM TẮT (ABSTRACT) pl ua al CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài n n va 1.2 Mục tiêu nghiên cứu .3 ll fu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu oi m 1.4 Bố cục luận văn nh 1.5 Ý nghĩa luận văn at CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY z z 2.1 Lý thuyết tảng mối quan hệ tỷ giá giá chứng khoán .5 vb jm ht 2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan 2.2.1 Mối quan hệ tuyến tính .7 k gm 2.2.2 Mối quan hệ phi tuyến 23 l.c CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 28 om 3.1 Phương pháp nghiên cứu 28 an Lu 3.1.1 Mơ hình ARDL tuyến tính 28 3.1.2 Mơ hình ARDL phi tuyến .31 4.2 Kiểm định đồng liên kết tuyến tính phi tuyến 36 ey 4.1 Kiểm định tính dừng 36 t re CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 36 n va 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 33 4.3 Kết mơ hình ARDL 37 t to 4.3.1 Kết hồi quy ngắn hạn .37 ng 4.3.2 Kết hồi quy dài hạn 39 hi ep 4.4 Kết mơ hình NARDL 40 4.4.1 Kết hồi quy ngắn hạn .40 w n 4.4.2 Kết hồi quy dài hạn 42 lo ad CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 45 ju y th DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO .47 PHỤ LỤC 53 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi ep Giải thích ARDL Mơ hình tự hồi quy phân phối trễ CPI Chỉ số giá tiêu dùng w Từ viết tắt n lo Chỉ số sản xuất công nghiệp ad IPI Mơ hình tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến pl PTM Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương yi NEER ju y th NARDL Mơ hình định giá theo thị trường n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BẢNG BIỂU t to ng hi Bảng 2.1 Một số nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ tuyến tính 13 ep Bảng 3.1 Mô tả biến số nghiên cứu 30 w n Bảng 3.2 Thống kê mô tả 34 lo ad Bảng 4.1 Kiểm định tính dừng 36 y th ju Bảng 4.2 Kết kiểm định đồng liên kết 37 yi Bảng 4.3 Kết ước lượng hệ số ngắn hạn với biến phụ thuộc ∆sp 38 pl n ua al Bảng 4.4 Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình ARDL(4,3,3,2) .40 n va Bảng 4.5 Kiểm định chẩn đoán 40 ll fu Bảng 4.6 Kết ước lượng hệ số ngắn hạn với biến phụ thuộc ∆sp 41 oi m Bảng 4.7 Kết ước lượng hệ số dài hạn mơ hình NARDL(4,5,2,0,2) 43 at nh Bảng 4.8 Kiểm định chẩn đoán 44 z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC HÌNH t to ng hi Hình 2.1 Minh họa mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán ep Hình 3.1 Xu hướng biến số .35 w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re TÓM TẮT t to Nghiên cứu tiến hành khám phá mối liên kết động bất đối xứng tỷ giá giá ng hi chứng khoán Việt Nam Sử dụng mơ hình ARDL phi tuyến tuyến tính ep liệu hàng tháng từ tháng 1/2001 đến tháng 5/2018, kết thực nghiệm tồn w mối liên kết bất đối xứng thị trường tiền tệ chứng khoán ngắn hạn n dài hạn Theo đó, giá chứng khốn phản ứng với mức độ khác trước tăng lo ad giá giảm giá tiền tệ Tuy nhiên, tăng giá tiền tệ ảnh hưởng truyền dẫn mạnh y th lên giá chứng khoán so với giá tiền tệ dài hạn Khi bỏ qua tính chất ju yi bất đối xứng, tỷ giá hối đoái có tác động ngắn hạn lên giá chứng khốn Điều pl hàm ý giả định đối xứng đánh giá chưa đầy đủ tác động thay đổi tỷ giá lên giá al n ua chứng khoán Việt Nam n va Từ khóa: Giá chứng khốn; Tỷ giá; Bất đối xứng; NARDL ll fu m oi ABSTRACT nh at This paper explores the asymmetric adjustment of the dynamic relation between z z exchange rate and stock prices in Vietnam Employing the linear and nonlinear vb jm ht ARDL model and monthly data from 2001M01 to 2018M05, the empirical results reveal that there exists asymmetrical linkages between the currency and equity k gm markets both in the short-run and long-run That is, the reaction of stock prices to l.c depreciation is different from appreciation However, currency appreciation has a om strong pass-through effect on stock prices than depreciation in the long-run In the an Lu absence of asymmetry, exchange rate has only short-run effect on stock prices This implies that the symmetry assumption underestimates the impact of exchange rate n ey t re Keywords: Stock prices; Exchange rate; Asymmetry; NARDL va changes on stock prices in Vietnam CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU t to ng 1.1 Lý chọn đề tài hi ep Trong thời gian gần đây, mối liên kết thị trường chứng khoán thị trường ngoại hối nhận ý ngày tăng giới nghiên cứu vĩ mô tài w n Điều này, phần, sách tự hóa tài tồn cầu hóa thị lo ad trường tài quốc tế khuyến khích gia tăng chu chuyển vốn quốc tế cho y th đầu tư đa dạng hóa danh mục (Phylaktis Ravazzolo, 2005) Do đó, truyền ju dẫn tiềm thị trường ngoại hối chứng khoán điều Đứng yi pl góc độ lý thuyết, diện mối quan hệ nhân giá chứng khoán với tỷ giá hối ua al đoái Đầu tiên, từ tỷ giá đến giá cổ phiếu; mơ hình tỷ giá hối đối định hướng n dòng chảy (flow–oriented model) (tham khảo Dornbusch Fischer, 1980) phát biểu va n thay đổi tỷ giá hối đối ảnh hưởng tính cạnh tranh quốc tế, đến lượt fu ll ảnh hưởng thu nhập sản lượng thực giá chứng khoán, giá chiết m oi khấu dòng tiền tương lai doanh nghiệp Mặt khác, hiệu ứng phản at nh hồi (feedback effect) từ giá chứng khốn đến tỷ giá theo mơ hình định hướng chứng z khoán (stock–orriented model) (tham khảo Frankel, 1983; Gavin, 1989; Branson, z 1993) cho đổi thị trường chứng khốn ảnh hưởng tổng cầu cầu tiền thơng vb jm ht qua hiệu ứng giàu có (wealth effect) khoản (liquidity effect) Điều dẫn k đến việc lãi suất thay đổi, ảnh hưởng dòng chảy vốn đó, thay đổi tỷ giá hối đối gm Tập trung vào tác động thay đổi tỷ giá lên giá chứng khốn, nghiên cứu l.c trước giả định mối liên kết hai biến số đối xứng, có nghĩa giá chứng om khốn phản ứng theo mức độ với giá (depreciation) tăng giá an Lu (appreciation) nội tệ Ví dụ, hiệu ứng giá chứng khốn giá (tăng giá) ràng mơ hình lý thuyết hành vi doanh nghiệp mơ hình định giá theo thị trường (PTM), phòng ngừa rủi ro bất đối xứng (Koutmos Martin, 2003) ey tệ Tuy nhiên, hiệu ứng bất đối xứng tiềm ẩn mối quan hệ ghi lại rõ t re ứng giá chứng khoán vận hành theo hướng ngược lại cho giá tăng giá tiền n va tiền tệ dương (âm) lên nhà xuất ròng Với nhà nhập ròng, hiệu 45 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN t to Nghiên cứu tìm hiểu vai trị bất cân xứng tác động thay ng hi đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán Việt Nam Trước đây, nghiên cứu ep thường giả định mối quan hệ đối xứng tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Theo w đó, giá tăng giá tiền tệ ảnh hưởng đến giá chứng khoán với độ n lớn ngược hướng Hơn nữa, đồng liên kết đối xứng chủ yếu lo ad tượng ngắn hạn tượng dài hạn Nỗ lực điều y th tra tác động thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán tương đối ju yi với tập trung đặc biệt vào bất cân xứng dài hạn ngắn hạn Điều pl khuyến khích phát triển phương pháp NARDL theo đề xuất Shin al n ua cộng (2014), cho phép mơ hình hóa bất đối xứng mối quan hệ đồng liên n va kết dài hạn chế sai số hiệu chỉnh ngắn hạn ll fu Sử dụng khung mơ hình NARDL với liệu hàng tháng cho kinh tế Việt oi m Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 5/2018 gồm số giá chứng khoán, tỷ giá hối đoái nh danh nghĩa đa phương, mức giá tiêu dùng cung tiền, tác giả ước tính so sánh at kết thực nghiệm cho mơ hình đối xứng bất đối xứng Bằng chứng thực z z nghiệm tóm tắt sau Đầu tiên, tồn mối quan hệ ngắn hạn vb ht dài hạn tỷ giá hối đối giá chứng khốn giả định tính k jm đối xứng mối quan hệ hai biến số Thứ hai, thay đổi tỷ giá hối đối có gm tác động bất đối xứng ngắn hạn dài hạn lên giá chứng khoán Quan trọng hơn, thay l.c đổi tỷ giá tác động tiêu cực lên giá chứng khoán; bất cân xứng mạnh om tăng giá tiền tệ giảm giá Thứ ba, mức giá (hoặc lạm phát) an Lu cung tiền có tác động tiêu cực tích cực lên thị trường chứng khoán Việt Nam dài hạn sử dụng khung phân tích tuyến tính lẫn phi tuyến n va Tuy nhiên, ngắn hạn, lạm phát tác động đến giá chứng khốn mơ hình giá tiền tệ) ảnh hưởng xấu đến giá chứng khoán, theo cách bất đối xứng ey Cuối cùng, từ kết thu được, thay đổi tỷ giá hối đoái (cả giá tăng t re tuyến tính 46 Do đó, nhà hoạch định sách nên tính đến tác động tiềm xây dựng t to sách phù hợp để quản lý tỷ giá hối đoái Trong trường hợp Việt Nam, ng biến động thường xuyên đồng nội tệ theo quan sát năm qua hi ep góp phần làm giảm niềm tin nhà đầu tư vào thị trường Điều này, không nghi ngờ gì, tạo thành trở ngại hoạt động thị trường chứng khốn Do đó, w đảm bảo ổn định tỷ giá hối đoái điều tối quan trọng để giảm thiểu rủi ro tỷ n lo giá hối đoái thị trường chứng khốn Cuối cùng, nghiên cứu tương lai có ad y th thể xem xét hiệu ứng phản hồi từ hoạt động thị trường chứng khoán ju cách điều tra xem liệu thay đổi giá chứng khoán có tác động bất đối xứng lên tỷ giá yi pl hối đối Việt Nam hay khơng n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re 47 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng Alagidedea, P., Panagiotidisb, T., & Zhang, X (2011) Causal relationship hi ep between stock prices and exchange rates The Journal of International Trade & Economic Development, 20(1), 67–86 w n Andreou, E., Maria M., & Andreas, S (2013) Stock and foreign exchange lo ad market linkages in emerging economies Journal of International Financial y th Markets, Institutions and Money, Elsevier, 27(C), 248–268 ju yi Apergis, N., & Rezitis, A (2001) Asymmetric Cross–Market Volatility pl al Spillovers: Evidence from Daily Data on Equity and Foreign Exchange Markets n ua The Manchester School, 60, 81–96 va Aslam, M.T., & Ramzan, M (2013) Impact of consumer price index, real n ll fu effective exchange rate index, per capita income and discount rate on Pakistan's at nh and Management, 3(5), 10–14 oi m stock market index International Journal of Research in Commerce, Economics z Bahmani–Oskooee, M., & Saha, S (2015) On the Relation between Stock z ht vb Prices and Exchange Rates A Review Article J Econ Stud, 42, 707–732 jm Bahmani–Oskooee, M., & Saha, S (2016) Do Exchange Rate Changes have k Symmetric or Asymmetric Effects on Stock Prices? Global Finance Journal, l.c gm forthcoming om Bahmani–Oskooee, M., & Saha, S (2018) On the Relation Between Analysis Journal of Economics and Finance, 42(1), 112–137 an Lu Exchange Rates and Stock Prices: A Non–Linear ARDL Approach and Asymmetry ey t re exchange rate of the dollar Applied Economics, 24(4), 459–464 n va Bahmani–Oskooee, M., & Sohrabian, A (1992) Stock prices and the effective 48 Bartram, S M (2004) Linear and Nonlinear Foreign Exchange Rate t to Exposures of German Nonfinancial Corporations Journal of International Money ng and Finance, 23, 673–699 hi ep Basher, S A., Haug, A A., & Sadorsky, P (2012) Oil prices, exchange rates and emerging stock markets Energy Economics, 34(1), 227–240 w n lo Branson, W H (1993) Macroeconomic Determinants of Real Exchange Risk ad Managing Foreign Exchange Risk, 33–74 y th ju Cheah, S P., Yiew, T H & Ng, C F (2017) A Nonlinear ARDL Analysis on yi the Relation Between Stock Price and Exchange Rate in Malaysia Economics pl ua al Bulletin, 37(1), 336–346 n Chortareas, G., Cipollini, A., & Eissa, M A (2011) Exchange rates and stock va n prices in the MENA countries: What role for oil? Review of Development ll fu Economics, 15(4), 758–774 m oi Cuetas, J C., & Tang, B (2017) Asymmetric Exchange Rate Exposure of nh z and Econometrics, 21(4), 1–21 at Stock Returns: Empirical Evidence from Chinese Industries Nonlinear Dynamics z vb Dornbusch, R., & Fischer, S (1980) Exchange Rates and Current Account k jm ht American Economic Review, 70, 960–971 om l.c Exchange rate in Nigeria Economics Research, 39, 205–227 gm Effiong, E L (2017) Nonlinear Dependence Between Stock Prices and Eita, J H (2012) Modelling macroeconomic determinants of stock market an Lu prices: Evidence from Namibia Journal of Applied Business Research, 871–884 ey of Applied Economics, 29(1), 1–14 t re Rates in South Africa and Nigeria: Structural Breaks Analysis International Review n va Fowowe, B (2015) The Relationship Between Stock Prices and Exchange 49 Frankel, J A (1983) Monetary and Portfolio Balance Models of Exchange t to Rate Determination Economic Interdependence and Flexible Exchange Rates, 84– ng 115 hi ep Gavin, M (1989) The Stock Market and Exchange Rate Dynamics Journal w of International Money and Finance, 8, 181–200 n lo Granger, C W J., Huang, B N., & Yang, C W (2000) A bivariate causality ad y th between stock prices and exchange rates: Evidence from recent Asian flu The ju Quarterly Review of Economics and Finance, 40(3), 337–354 yi pl Groenewold, N., & Paterson, J E H (2013) Stock prices and exchange rates al n 52(3–4), 150–170 ua in Australia: Are commodity prices the missing link? Australian Economic Papers, va n Hakkio, C., & Rush, M (1991) Cointegration: How short is the long run? fu ll Journal of International Money and Finance, 10(4), 571–581 oi m Hsu, C C., Yau, R., & Wu, J Y (2009) Asymmetric Exchange Rate nh at Exposure and Industry Characteristics: Evidence from Japanese Data Hitotsubashi z z Journal of Economics, 50(1) 57–69 vb jm ht Huỳnh Thế Nguyễn & Nguyễn Quyết (2013) Mối quan hệ tỷ giá hối đoái, lãi suất giá cổ phiếu Thành Phố Hồ Chí Minh” Tạp chí phát triển hội k l.c gm nhập, 7(21), 37–41 Johansen, S (1988) Statistical analysis of cointegration vectors Journal of om Economic Dynamics and Control, 12(2–3), 231–254 an Lu Johansen, S (1995) Likelihood-based inference in cointegrated vector ey Money and Finance, 13, 55–70 t re the Market Share and Marketing Bottlenecks Hypotheses Journal of International n Knetter, M M (1994) Is Export Price Adjustment Asymmetric?: Evaluating va autoregressive models (New York: Oxford University Press) 50 Koutmos, G., & Martin, A D (2003) Asymmetric Exchange Rate Exposure: t to Theory and Evidence Journal of International Money and Finance, 22, 365–383 ng Kremers, J J M., Ericsson, N L., & Dolado, J (1992) The power of hi ep cointegration tests The Journals of Econometrics, 52, 389–402 w Lê Hoàng Phong & Đặng Thị Bạch Vân (2015) Kiểm chứng mơ hình n lo ARDL tác động nhân tố vĩ mô đến số chứng khốn Việt Nam Tạp Chí ad Phát Triển Hội Nhập, 20(30), 61–66 y th ju Lean, H H., Halim, M & Wong, W K (2005) Bivariate causality between yi exchange rates and stock prices on major Asian countries Monash Economics pl ua al Working Papers, 10(5) n Lin, C H (2012) The co–movement between exchange rates and stock prices va n in the Asian emerging markets International Review of Economics and Finance, ll fu 22(1), 161–172 m oi Liu, H H & Tu, T T (2011) Mean–reverting and asymmetric volatility nh at switching properties of stock price index, exchange rate and foreign capital in z Taiwan Asian Economic Journal, 25(4), 375–395 z vb Luchtenberga, K F., & Quang, V V (2015) The 2008 financial crisis: Stock ht gm Finance, 33, 178–203 k jm market contagion and its determinants Research in International Business and l.c Miller, K D., & Reuer, J J (1998) Asymmetric Corporate Exposures to om Foreign Exchange Rate Changes Strategy Management Journal, 19, 1183–1191 an Lu Moore, T & Wang, P (2014) Dynamic linkage between real exchange rates and stock prices: Evidence from developed and emerging Asian markets ey Finance, 41(4), 477–490 t re and exchange rates for G–7 countries The Quarterly Review of Economics and n Nieh, C C., & Lee, C F (2001) Dynamic relationship between stock prices va International Review of Economics and Finance, 29, 1–11 51 Pan, M S., Fok, R C W & Liu, Y A (2007) Dynamic linkages between t to exchange rates and stock prices: Evidence from East Asian markets International ng Review of Economics & Finance, 16(4), 503–520 hi ep Parsva, P & Lean, H H (2011) The analysis of relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from six Middle Eastern financial markets w n International Research Journal of Finance and Economics, 66, 157–171 lo ad Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R.J (2001) Bounds testing approaches to y th the analysis of level relationships Journal of Applied Economics, 16, 289–326 ju yi Phylaktis, K., & Ravazzolo, F (2005) Stock prices and exchange rate pl ua al dynamics Journal of International Money and Finance, 24(7), 1031–1053 n Rahman, M L., & Uddin, J (2009) Dynamic relationship between stock va n prices and exchange rates: Evidence from three South Asian countries International ll fu Business Research, 2(2),167–174 m oi Richards, N D., Simpson, J & Evans, J (2009) The interaction between nh z Economics and Finance, 1(1), 3–23 at exchange rates and stock prices: An Australian context International Journal of z vb Salisu, A A., & Oloko, T F (2015) Modelling Spillovers Between Stock ht gm 84–108 k jm Market and FX Market: Evidence for Nigeria Journal of African Business, 16(1–2), l.c Shin, Y., Yu, B & Greenwood–Nimmo, M (2014) Modelling asymmetric om cointegration and dynamic multipliers in a non–linear ARDL framework Springer Science & Business Media, New York, 281–314 an Lu Feestschrift in Honor of Peter Schmidt: econometric Methods and Applications, n ey t re and stock prices in South Asia Applied Economics Letters, 10(11), 699–704 va Smyth, R., & Nandha, M (2003) Bivariate causality between exchange rates 52 Tian, G G., & Ma, S (2010) The relationship between stock returns and the t to foreign exchange rate: the ARDL approach Journal of the Asia Pacific Economy, ng 15(4) 490–508 hi ep Trần Ngọc Thơ Hồ Thị Lam (2015) Hiệu ứng lan tỏa thị trường chứng khoán thị trường ngoại hối Việt Nam, Tạp Chí Phát Triển Hội Nhập, w n 21(31), 34–39 lo ad Tule, M., Dogo, M., & Uzonwanne, G (2018) Volatility of Stock Market y th Returns and the Naira Exchange Rate Global Finance Journal, 35, 97–105 ju yi Zhao, H (2010) Dynamic relationship between exchange rate and stock pl n ua al price: Evidence from China Res Int Bus Financ, 24(2), 103–112 n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re 53 PHỤ LỤC t to A Kết kiểm định tính dừng ng hi A.1 Kết từ phương pháp ADF ep A.1.1 Bậc gốc w + Biến giá chứng khoán SP n lo ad Null Hypothesis: SP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) ju y th yi pl Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Prob.* -1.833162 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.3637 n ua al t-Statistic ll fu + Biến tỷ giá ER n va *MacKinnon (1996) one-sided p-values oi m Null Hypothesis: ER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) nh Prob.* at t-Statistic z 0.5911 vb jm ht -1.380966 -3.461783 -2.875262 -2.574161 z Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level k *MacKinnon (1996) one-sided p-values gm + Biến lạm phát CP l.c 0.8493 ey t re -0.674928 -3.461938 -2.875330 -2.574198 n Prob.* va *MacKinnon (1996) one-sided p-values t-Statistic an Lu Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level om Null Hypothesis: CP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) 54 + Biến cung tiền M2 t to Null Hypothesis: M2 has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) ng hi ep w Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n lo Prob.* -2.223822 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.1985 t-Statistic Prob.* -8.912698 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 ad t-Statistic *MacKinnon (1996) one-sided p-values ju y th A.1.2 Sai phân bậc yi pl + Biến giá chứng khoán SP al n ua Null Hypothesis: D(SP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) n va ll fu oi m at *MacKinnon (1996) one-sided p-values nh Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level z z vb + Biến tỷ giá ER jm ht 0.0000 an Lu -14.10357 -3.461938 -2.875330 -2.574198 om Prob.* l.c n va *MacKinnon (1996) one-sided p-values t-Statistic gm Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level k Null Hypothesis: D(ER) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) ey t re 55 + Biến lạm phát CP t to Null Hypothesis: D(CP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) ng hi ep w Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n lo Prob.* -7.540552 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 t-Statistic Prob.* -12.33989 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 ad t-Statistic *MacKinnon (1996) one-sided p-values y th ju + Biến cung tiền M2 yi pl Null Hypothesis: D(M2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) n ua al n va oi at nh A.2 Kết từ phương pháp PP m *MacKinnon (1996) one-sided p-values ll fu Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level z z A.2.1 Bậc gốc vb -1.423958 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.5700 an Lu Prob.* om Adj t-Stat l.c n va *MacKinnon (1996) one-sided p-values gm Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level k Null Hypothesis: SP has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel jm ht + Biến giá chứng khoán SP ey t re 56 + Biến tỷ giá ER t to Null Hypothesis: ER has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel ng hi ep w Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n lo Adj t-Stat Prob.* -1.394008 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.5848 ad *MacKinnon (1996) one-sided p-values y th ju + Biến lạm phát CP yi pl Null Hypothesis: CP has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel n ua al ll Prob.* -0.645649 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.8563 oi m at nh + Biến cung tiền M2 fu *MacKinnon (1996) one-sided p-values n va Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat z z jm ht vb Null Hypothesis: M2 has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Prob.* -1.895904 -3.461783 -2.875262 -2.574161 0.3338 k Adj t-Stat om an Lu A.2.2 Sai phân bậc l.c *MacKinnon (1996) one-sided p-values gm Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n va ey t re 57 + Biến giá chứng khoán SP t to Null Hypothesis: D(SP) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: 13 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel ng hi ep w Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level n lo Adj t-Stat Prob.* -8.501448 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 ad *MacKinnon (1996) one-sided p-values y th ju + Biến tỷ giá ER yi pl Null Hypothesis: D(ER) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel n ua al ll Prob.* -14.09927 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 oi m at nh + Biến lạm phát CP fu *MacKinnon (1996) one-sided p-values n va Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat z z jm ht vb Null Hypothesis: D(CP) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Prob.* -7.754331 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 k Adj t-Stat om an Lu n va + Biến cung tiền M2 l.c *MacKinnon (1996) one-sided p-values gm Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level ey t re 58 t to Null Hypothesis: D(M2) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Prob.* -12.56169 -3.461938 -2.875330 -2.574198 0.0000 ng Adj t-Stat hi ep Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level w n lo *MacKinnon (1996) one-sided p-values ad y th B Kết chạy mơ hình ju B.1 Mơ hình ARDL yi pl ARDL Cointegrating And Long Run Form Original dep variable: SP Selected Model: ARDL(4, 3, 3, 2) Date: 04/20/19 Time: 16:48 Sample: 2001M01 2018M05 Included observations: 205 n ua al n va Cointegrating Form 0.477715 -0.123895 -0.104461 0.036369 -1.077176 1.289346 -0.574510 -0.394293 1.624223 0.257404 0.585083 -0.126428 -0.045295 t-Statistic Prob oi m D(SP(-1)) D(SP(-2)) D(SP(-3)) D(ER) D(ER(-1)) D(ER(-2)) D(CP) D(CP(-1)) D(CP(-2)) D(M2) D(M2(-1)) D(BRK) CointEq(-1) Std Error ll Coefficient fu Variable at z z ht vb 0.0000 0.0817 0.1026 0.9227 0.0057 0.0013 0.5017 0.6466 0.0353 0.3795 0.0597 0.0145 0.0000 k jm l.c gm 7.212358 -1.750291 -1.640581 0.097111 -2.795763 3.266212 -0.673075 -0.459204 2.120426 0.880867 1.894695 -2.467116 -4.450064 nh 0.066236 0.070786 0.063673 0.374509 0.385289 0.394753 0.853560 0.858644 0.765989 0.292217 0.308800 0.051245 0.010178 om Cointeq = SP - (-0.0985*ER -6.5238*CP + 2.8325*M2 -1.3141*BRK + 14.9862 ) an Lu Long Run Coefficients ER CP M2 BRK C -0.098469 -6.523812 2.832467 -1.314077 14.986229 2.646434 3.293863 1.023770 0.818258 20.193585 -0.037208 -1.980596 2.766702 -1.605944 0.742128 Prob 0.9704 0.0491 0.0062 0.1100 0.4589 ey t-Statistic t re Std Error n Coefficient va Variable 59 B.2 Mơ hình NARDL t to ng hi ep ARDL Cointegrating And Long Run Form Original dep variable: SP Selected Model: ARDL(4, 5, 2, 0, 2) Date: 04/20/19 Time: 21:52 Sample: 2001M01 2018M05 Included observations: 203 w Cointegrating Form n lo Variable ad ju y th yi pl t-Statistic 0.392754 -0.113824 -0.144136 -1.847322 -0.655680 1.502600 -1.570449 -1.407839 1.071730 -1.885163 -0.794976 0.466406 0.762192 -0.133945 -0.074079 0.064244 0.069574 0.061467 0.717827 0.697373 0.680018 0.670585 0.658408 0.530512 0.557804 0.607614 0.286364 0.310228 0.047645 0.013703 6.113422 -1.636017 -2.344916 -2.573492 -0.940214 2.209647 -2.341911 -2.138247 2.020179 -3.379612 -1.308357 1.628719 2.456877 -2.811302 -5.406065 ua al Std Error n n va ll fu D(SP(-1)) D(SP(-2)) D(SP(-3)) D(ER_POS) D(ER_POS(-1)) D(ER_POS(-2)) D(ER_POS(-3)) D(ER_POS(-4)) D(ER_NEG) D(ER_NEG(-1)) D(CP) D(M2) D(M2(-1)) D(BRK) CointEq(-1) Coefficient Prob 0.0000 0.1035 0.0201 0.0109 0.3483 0.0284 0.0203 0.0338 0.0448 0.0009 0.1924 0.1051 0.0149 0.0055 0.0000 oi m at nh Cointeq = SP - (-8.0323*ER_POS + 3.7296*ER_NEG -2.9253*CP + 4.3326 *M2 -1.0667*BRK -6.5432 ) z Variable Coefficient Std Error t-Statistic ER_POS ER_NEG CP M2 BRK C -8.032338 3.729617 -2.925296 4.332620 -1.066717 -6.543204 2.657496 1.877800 1.706197 0.843183 0.402264 6.902511 -3.022521 1.986163 -1.714513 5.138410 -2.651780 -0.947945 z Long Run Coefficients ht vb Prob k jm 0.0029 0.0485 0.0881 0.0000 0.0087 0.3444 om l.c gm an Lu n va ey t re