Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế

Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.Phản ứng của thị trường chứng khoán Việt Nam đối với biến động của thị trường chứng khoán quốc tế.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ TÓM TẮT LUẬN ÁN TIẾN SĨ Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã ngành: 62340201 LÊ VĂN THỨ PHẢN ỨNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM ĐỐI VỚI BIẾN ĐỘNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN QUỐC TẾ NĂM 2023 CƠNG TRÌNH ĐƯỢC HỒN THÀNH TẠI TRƯỜNG ĐẠI HỌC CẦN THƠ Người hướng dẫn chính: PGS.TS Trần Ái Kết Người hướng dẫn phụ: Luận án bảo vệ trước hội đồng chấm luận án tiến sĩ cấp trường Họp tại: ……………………………………………………… Vào lúc …… …… ngày …… tháng …… năm …… Phản biện 1: ………………………………………………… Phản biện 2: ………………………………………………… Có thể tìm hiểu luận án thư viện: Trung tâm Học liệu, Trường Đại học Cần Thơ Thư viện Quốc gia Việt Nam DANH MỤC CÁC CƠNG TRÌNH ĐÃ CƠNG BỐ Tạp chí nước Lê Văn Thứ Trần Ái Kết (2022) Mối quan hệ phụ thuộc thị trường chứng khoán Việt Nam thị trường chứng khốn Mỹ: Tiếp cận mơ hình Copula-GJR-GARCH Tạp chí Kinh tế & Phát triển, 296, 10-22 Lê Văn Thứ Trần Ái Kết (2022) Lý thuyết Copula ứng dụng tài chính: Xác định cấu trúc phụ thuộc thị trường chứng khoán Việt Nam thị trường chứng khoán châu Á Tạp chí Khoa học Quản lý & Kinh tế, Trường Đại học Kinh Tế, Đại học Huế, 21, 1-17 Lê Văn Thứ Trần Ái Kết (2022) Cấu trúc phụ thuộc thị trường chứng khoán Việt Nam với thị trường chứng khốn Nhật Bản: Tiếp cận mơ hình Copula có điều kiện Tạp chí Kinh tế Dự báo, số 9, tháng 03/2022, 142-144 Kỷ yếu hội thảo quốc tế Le Van Thu and Tran Ai Ket (2022) Understanding the dependence structure of emerging stock marrkets by using copula functions: The case of Vietnam and China Proceeding of the Third International Conference in Business, Economics and Finance, Can Tho University, December 17th, 2021, Can Tho University Publishing House, Can Tho, pp 45-67 i CHƯƠNG GIỚI THIỆU 1.1 ĐẶT VẤN ĐỀ Hiểu biết xác cấu trúc phụ thuộc thị trường chứng khốn (TTCK) có vai trò quan trọng nhà đầu tư nhà hoạch định sách lĩnh vực tài đa dạng hóa danh mục đầu tư quốc tế, quản lý rủi ro định giá tài sản Tuy nhiên, mơ hình hóa phụ thuộc chuỗi lợi suất chứng khốn cơng việc đầy thách thức Việc vận dụng hệ số tương quan tuyến tính Pearson để đo lường mối quan hệ phụ thuộc TTCK gây tranh cãi Hệ số Pearson đại diện cho mức trung bình độ lệch chuẩn, bỏ qua khác biệt lợi nhuận cực đại cực tiểu Do đó, khơng thể giải thích xác phụ thuộc bất đối xứng tình hai thị trường sụp đổ bùng nổ (Jeon Furstenberg, 1990; Zivot Wang, 2006) Các nghiên cứu khác áp dụng mơ hình vectơ tự hồi quy (VAR) mơ hình hiệu chỉnh sai số (VECM) (Bianconi ctv., 2013; Wang, 2014) Tuy nhiên, mơ hình giả định mối tương quan tuyến tính khơng đổi theo thời gian, dó khơng phản ánh xác phụ thuộc thị trường Để khắc phục nhược điểm này, lượng lớn nghiên cứu gần sử dụng mơ hình phương sai sai số thay đổi có điều kiện tự hồi qui tổng quát (GARCH) đa biến để dự báo độ biến động cho chuỗi liệu tài (Thuan, 2011; Gupta Guidi, 2012; Wang, 2013; Horvath Petrovski, 2013) Hầu hết mơ hình giải thích phụ thuộc dựa giả định chuỗi lợi suất có phân phối chuẩn phân phối student-t, khơng mơ tả xác tượng dày phân phối xác suất thường thấy chuỗi liệu tài Hiện nay, phương pháp copula dựa vào định lý Sklar (1959) sử dụng rộng rãi nhằm khắc phục nhược điểm tất phương pháp nêu Hàm số copula cho phép mô tả mối quan hệ phụ thuộc chuỗi lợi suất tài sản tài với ưu điểm không giả định phân phối xác suất chuỗi lợi suất phân phối chuẩn, cho phép mô hình hóa phụ thuộc phụ thuộc hàm phân phối thị trường biến động cực biên Cụ thể, hàm copula không điều kiện Rockinger Jondeau (2001), Yang ctv (2015), Nguyen ctv (2017) vận dụng Tuy nhiên, số nghiên cứu cho copula khơng điều kiện khơng thích hợp khơng xem xét đến thay đổi theo thời gian chuỗi lợi suất tài Do đó, Jondeau Rockinger (2006) tiên phong việc ứng dụng hàm copula có điều kiện (GARCH-copula) để khắc phục vấn đề Từ nghiên cứu mang tính tảng này, loạt nghiên cứu vận dụng mơ hình copula có điều kiện (GARCH-copula) để xem xét mối quan hệ phụ thuộc TTCK phát triển với thị trường cận biên Ning (2010), Wang ctg (2011), Aloui ctv (2011), Ghorbel Trabelsi (2013), Chebbi Hedhli (2014), Mensah Alagidede (2017), Mokni Mansouri (2017), Hussain Li (2017) Trong bối cảnh nay, TTCK Việt Nam ngày hội nhập cao với sựu chuyển động kinh tế giới TTCK quốc tế Nền kinh tế Việt Nam ngày hội nhập sâu với kinh tế giới thông qua liên kết thực liên kết tài độ mở thương mại Việt Nam cao (trên 200% GDP); biến động tỷ giá; dịch chuyển dòng vốn quốc tế; tăng giá lượng, nguyên vật liệu, lương thực v.v.; tham gia nhiều hiệp định FTA; FDI tăng mạnh; hội nhập tài ngày tăng; khả tiếp nhận cập nhật công nghệ cao nhà đầu tư quan quản lý v.v Do đó, sụp đổ TTCK quốc tế tác động kiện tiêu cực thị trường tài quốc tế, yếu tố địa trị có khả gây mát lớn cho nhà đầu tư kinh tế Việt Nam quy mô mức độ tổn thất Xuất phát từ cần thiết thực tiễn ưu nhược điểm phương pháp đo lường, khám phá mức độ phản ứng TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế cần thiết bối cảnh kinh tế toàn cầu nhiều biến động 1.2 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 1.2.1 Mục tiêu chung Đo lường mức độ phản ứng TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế giai đoạn 2003-2021 nhằm đề xuất hàm ý sách giúp nhà đầu tư nhà quản lý giảm thiểu rủi kho thị trường biến động mạnh 1.2.2 Mục tiêu cụ thể Để đạt mục tiêu chung, luận án có mục tiêu cụ thể sau: Mục tiêu 1: Xác định mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế nhằm xác định mức độ phản ứng TTCK Việt Nam trước biến động TTCK quốc tế Mục tiêu 2: Kiểm định hiệu ứng lây lan biến động từ TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam tác động khủng hoảng tài giới năm 2008 Mục tiêu 3: Đề xuất hàm ý quản trị đối nhà đầu tư hàm ý nhà quản lý nhằm giảm thiểu rủi ro gia tăng lợi nhuận thị trường biến động mạnh 1.3 ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU Đối tượng nghiên cứu luận án mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế giai đoạn 2003-2021 hiệu ứng lây lan TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam tác động kiện cực đoan từ khủng hoảng tài giới năm 2008 1.4 PHẠM VI NGHIÊN CỨU 1.4.1 Phạm vi không gian Luận án xem xét mức độ phản ứng TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế Các TTCK quốc tế xem xét gồm Mỹ, Anh, Pháp, Đức, Trung Quốc, Hồng Kông, Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài Loan, Singapore, Thái Lan, Malaysia Indonesia Các TTCK quốc tế đề cập lựa chọn dựa nguyên tắc Các nguyên tắc bao gồm liên kết thực liên kết tài hai kinh tế (Forbes Rigobon, 2002) 1.4.2 Phạm vi thời gian Phạm vi thời gian để xem xét mức độ biến động TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế 19 năm, từ ngày 01 tháng 01 năm 2003 đến ngày 31 tháng 12 năm 2021 Trong giai đoạn này, thị trường tài giới xảy kiện cực đoan, khủng hoảng tài giới (2007-2009), nợ công châu Âu (2010-2011), lao dốc giá dầu (2014-2016), đổ vỡ TTCK Trung Quốc năm 2015, đại dịch COVID-19 lan tồn cầu (2020-2021) 1.5 ĐĨNG GÓP CỦA LUẬN ÁN Luận án vận dụng phương pháp copula có điều kiện để xem xét mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam TTCK quốc tế đóng góp vài hữu ích mặc thực nghiệm sau: Thứ nhất, vào hệ số phụ thuộc đuôi (đuôi trên) xác định tham số ước lượng hàm copula có điều kiện, nghiên cứu khả TTCK Việt Nam biến động giảm (tăng) % tình TTCK quốc tế hứng chịu cú sốc âm (dương) Trong nghiên cứu trước sử dụng hệ số tương quan tuyến tính, tương quan có điều kiện động tìm thấy mối tương quan điều kiện thị trường biến động bình thường Thứ hai, phương pháp copula có điều kiện vận dụng luận án có xem xét đến tính biến động chuỗi lợi suất theo thời gian, giúp cải thiện mức độ tin cậy tham số phụ thuộc hàm copula so sánh với với nghiên cứu khác vận dụng hàm copula không điều kiện (tĩnh) TTCK Việt Nam Thứ ba, nghiên cứu TTCK Việt Nam nhạy cảm biến động từ TTCK quốc tế Sự phụ thuộc yếu kinh tế, tài Việt Nam giai đoạn đầu hội nhập với giới Tuy nhiên, nguyên nhân chủ yếu đến từ điều chỉnh biên độ giao dịch UBCKNN TTCK lao dốc mạnh giai đoạn khủng hoảng nhằm giảm thiểu thiệt hại Làm giảm tính đồng biến TTCK Việt Nam TTCK quốc tế hứng chịu cú sốc bất lợi Đây điểm khác biệt dẫn tới phụ thuộc yếu ớt TTCK Việt Nam so sánh trường hợp Thái Lan, Malaysia, Philipin, Indonesia Kết củng cố kết từ nghiên cứu khác xem xét mối quan hệ phụ thuộc TTCK cận biên với TTCK phát triển trường hợp TTCK nước châu Phi, Đông Nam Âu với Mỹ châu Âu Mức độ phụ thuộc TTCK cận biên Việt Nam với TTCK phát triển yếu không, mối tương quan TTCK với TTCK phát triển lớn Thứ tư, không tồn hiệu ứng lây lan TTCK quốc tế khảo sát đến TTCK Việt Nam giai đoạn khủng hoảng tài giới năm 2008 Sự không đồng chuyển động giai đoạn có lẽ đến từ điều chỉnh biên độ giao dịch giai đoạn Sự điều chỉnh biên độ giao dịch làm cho lan tỏa biến động TTCK quốc tế gây cú sốc tới TTCK Việt Nam bị yếu Trong thực tế TTCK Việt Nam bị ảnh hưởng khủng hoảng theo cách gián tiếp thông qua yếu tố vĩ mô kinh tế Việt Nam Cuối cùng, giá trị VaR đo lường rủi ro danh mục đầu tư cách vận dụng hàm copula có điều kiện (VaR có điều kiện – CvaR) cải thiện độ tin cậy so với phương pháp VaR truyền thống Do đó, kết nghiên cứu ứng dụng để xác định giá trị rủi ro danh mục đầu tư bao gồm cổ phiếu niêm yết TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế Hầu hết nghiên cứu trước vận dụng phương pháp VaR truyền thống để tính giá trị rủi ro danh mục VaR khơng thỏa mãn tính chất độ đo rủi ro chặt chẽ (Artzner, 1999), thỏa mãn danh mục có phân phối chuẩn Vì quy tắc đa dạng hóa đầu tư bị phá vỡ, mức độ tổn thất thực tế lớn nhiều so với ước tính VaR Phương pháp CvaR phù hợp để ước tính giá trị rủi ro danh mục đầu tư chuỗi lợi suất chứng khốn khơng tn theo phân phối chuẩn CHƯƠNG CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ SỰ PHỤ THUỘC VÀ LÂY LAN 2.1 KHÁI NIỆM VỀ SỰ PHỤ THUỘC VÀ SỰ LÂY LAN Rogibon (2002), Pericoli Sbracia (2003), Dungey Tambakis (2005) hầu hết nhà kinh tế học định nghĩa lây lan sau: “Sự lây lan lan truyền cú sốc thị trường vượt lan truyền giải thích nguyên tắc bản” Các kênh giải thích lây lan tài chia thành bốn loại lớn theo loại liên kết kênh truyền tải bao gồm: liên kết thực, liên kết tài chính, hành vi nhà đầu tư dựa tính khoản Các nguyên tắc bao gồm liên kết thực liên kết tài hai kinh tế Liên kết thực bao gồm kênh truyền tải thương mại sách tiền tệ tài khóa Các liên kết tài tập trung vào kênh liên kết với tổ chức hoạt động thị trường tài Ví dụ, ràng buộc pháp lý có dẫn đến việc cho vay xuyên biên giới trở nên khó khăn đáng kể Các lý thuyết niềm tin kỳ vọng nhà đầu tư cách chúng thúc đẩy lây lan xếp vào loại lý thuyết hành vi nhà đầu tư Cuối cùng, lý thuyết dựa tính khoản tập trung vào ràng buộc hoạt động người tham gia TTCK ràng buộc ảnh hưởng đến việc định giá hoạt động chung TTCK Phân biệt lây lan phụ thuộc lẫn tài Sự lây lan xảy lan truyền cú sốc thị trường khơng thể giải thích nguyên tắc Trong thực nghiệm, lây lan xác định gia tăng đáng kể mối tương quan thị trường giai đoạn khủng hoảng (Forbes Rigobon, 2002) Do đó, cần phải so sánh mối tương quan hai thị trường tài thời kỳ tương đối ổn định (trước khủng hoảng) thời kỳ thị trường rối loạn (giai đoạn khủng hoảng) Theo cách tiếp cận này, hai thị trường có tương quan tương đối thời gian ổn định đến hai thị trường chịu cú sốc lớn dẫn đến gia tăng đáng kể đồng chuyển động hai thị trường, điều gây lây lan Tuy nhiên, hai thị trường có lịch sử tương quan cao với chúng tiếp tục có mối tương quan cao sau cú sốc với hai thị trường điều khơng tạo lây lan mà phụ thuộc lẫn Hay nói cách khác, phụ thuộc lẫn xảy mối tương quan hai thị trường không tăng rõ rệt sau cú sốc Sự phụ thuộc lẫn có liên quan đến mối liên kết chặt chẽ thực hai kinh tế (Forbes Rigobon, 2002) Hay nói cách khác, phụ thuộc lẫn giải thích dựa nguyên tắc 2.2 CÁC KÊNH TRUYỀN DẪN GIẢI THÍCH SỰ PHỤ THUỘC LẪN NHAU VÀ SỰ LÂY LAN Sự phụ thuộc lẫn hai hay nhóm thị trường giải thích gắn liền nguyên tắc kinh tế vĩ mô (Forbes Rigobon, 2002) Nghĩa là, xáo trộn thị trường truyền sang thị trường khác thông qua liên kết bản, chẳng hạn thương mại quốc tế, biến động tỷ giá hối đối, dịng vốn quốc tế liên kết tài tạo hệ thống ngân hàng, tổ chức cho vay công ty quản lý quỹ đầu tư quốc tế Sự lây lan xảy cú sốc lan truyền làm cho hai thị trường đồng chuyển động vượt q ngưỡng mà khơng giải thích nguyên tắc Sự đồng chuyển động vượt liên quan chặt chẽ đến hành vi hợp lý không hợp lý nhà đầu tư tính khoản thị trường Các nguyên gây lan truyền vượt ngưỡng bao gồm bất cân xứng không đồng thông tin, nhiều điểm cân (multiple equilibriums) giao dịch theo động lượng (momentum trading) (Dungey Tambakis, 2005) Hơn nữa, Dornbusch ctv (2000) coi hiệu ứng khoản nguyên nhân lây lan không dựa nguyên tắc Các kênh truyền dẫn giải thích mối quan hệ phụ thuộc lây lan trình bày chi tiết phần sau đó, 𝛾 thể hiệu ứng địn bẩy; st −i =  t −i  st −i = trường hợp ngược lại;  t đại diện cho sai số Gọi df đại diện cho độ tự phân phối Skewed Student-t  t − i đại diện cho tập hợp thông tin trước Các phần dư chuẩn hóa chuỗi lợi suất zt t −1 tuân theo dạng phân phối Skewed Student-t, phân phối GED phân phối sGED: zt  t − i = với zt t −i df  (df − 2) t skewed − t zt t −i t , (3.3) GED zt t −i sGED 3.2 MƠ HÌNH COPULA Gọi Z1 Z hai biến ngẫu nhiên đại diện cho phần dư chuẩn hóa chuỗi lợi suất trình bày phương trình (3.3) Hàm phân phối biên có điều kiện Z1 Z xác định sau: F1 ( z1 t −1 ) = Pr ( Z1  z1 t −1 ) = u , (3.4) F2 ( z2 t −1 ) = Pr ( Z  z2 t −1 ) = v , (3.5) t −1 đại diện cho tập hợp thông tin thời điểm t-1 hàm phân phối đồng thời có điều kiện: H ( z1 , z2 t −1 ) = Pr ( Z1  z1 ; Z  z2 t −1 ) (3.6) Khi đó, tồn copula có điều kiện C : 0,1 → 0,1 cho H ( z1 , z2 t −1 ) = C (u , v t −1 ) = C  F1 ( z1 t −1 ), F2 ( z2 t −1 )  , (3.6) với biến u, v có phân phối đồng  0,1 Skewed-t phân phối student lệch; GED phân phối lỗi tổng quát; sGED phân phỗi lỗi tổng quát lệch 10 Ngược lại, C copula hai biến có điều kiện F1 (.), F2 (.) hai hàm phân phối đơn biến có điều kiện Khi đó, H hàm phân phối đồng thời có điều kiện với hàm phân phối biên có điều kiện F1 ( z1 t −1 ), F2 ( z2 t −1 ) Hệ số phụ thuộc đuôi đo lường xu hướng hai thị trường sụp đổ bùng nổ Sự phụ thuộc đuôi hai biến Z1 Z biểu thị qua công thức đo lường hệ số phụ thuộc đuôi hệ số phụ thuộc đuôi sau: U = lim P( Z  F2−1 (u ) Z1  F1−1 (u )) = lim u →1 − 2u + C (u , u ) − u →1 1− u L = lim P( Z  F2−1 (u ) Z1  F1−1 (u )) = limu →0 u →0 + C (u , u ) + u (3.7) (3.8) đó, U , L  (0,1) , hệ số phụ thuộc đuôi (dưới) đo lường xác suất để xảy tình lợi suất cổ phiếu Z tăng (giảm) mạnh vượt qua ngưỡng lớn biết lợi suất cổ phiếu Z1 tăng (giảm) mạnh vượt qua ngưỡng lớn Các hàm copula sử dụng luận án bao gồm hai copula đối xứng họ Elip (Gauss, Student-t) bốn copula bất đối xứng họ Archimedes (Clayton, Rotated Clayton, Gumbel, Rotated Gumbel), copula Frank, copula Joe vài copula hỗn hợp BB1, BB6, BB7, BB8 Cụ thể, hàm copula hai biến ngẫu nhiên u, v tính chất chúng trình bày chi tiết Cherubini ctv (2004), Joe (1997), Cherubini ctv (2004) Nelsen (2006) 3.3 DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP ƯỚC LƯỢNG 3.3.1 Dữ liệu Dữ liệu chuỗi lợi suất chứng khoán thu thập từ sở liệu Datastream Thomson Reuters theo tần suất ngày với cỡ mẫu 11 dao động từ 4.449 quan sát đến 4.710 quan sát, từ ngày 01/01/2003 đến ngày 31/12/2021 Các chuỗi lợi suất chứng khoán đo lường công thức Rt = ln ( Pt / Pt −1 ) , đó, Pt , Pt −1 đại diện cho giá đóng cửa số chứng khoán thời điểm t t − Thị trường chứng khoán Việt Nam đại diện số VNIndex (VNI) Các TTCK quốc gia có kinh tế phát triển động xem xét mối quan hệ phụ thuộc với TTCK Việt Nam gồm TTCK Mỹ (S&P 500); TTCK châu Âu gồm Anh (FTSE 100), Pháp (CAC 40) Đức (DAX 30); TTCK Đông Bắc Á gồm Trung Quốc (đại diện TTCK Thượng Hải-SSEC), TTCK Hồng Kông (HSI), TTCK Nhật Bản (Nikkei 225), TTCK Hàn Quốc (KOSPI) TTCK Đài Loan (TAIEX) TTCK khu vực Đông Nam Á gồm Singapore (STI), Thái Lan (SET), Malaysia (KLCI), Indonesia (IDX Composite) Trong khu vực, TTCK có giá trị vốn hóa lớn nhất, mang tính đại diện cho khu vực xem xét Căn lựa chọn TTCK quốc tế để xem xét mối tương quan với TTCK Việt Nam dựa liên kết thực liên kết tài quốc gia, kênh truyền dẫn đồng chuyển động TTCK (Forbes Rigobon, 2002) Để tính đến thực tế TTCK quốc tế có giao dịch khác với TTCK Việt Nam, quốc gia có giao dịch trước Việt Nam, giá đóng cửa ngày quốc gia ghép cặp với giá đóng cửa Việt nam ngày Đối với quốc gia có giao dịch ngày sau Việt Nam Mỹ châu Âu, nghiên cứu sử dụng giá đóng cửa thị trường trễ lần (ngày hôm trước) để ghép cặp với giá đóng ngày hơm Việt Nam Luận án sử dụng đoạn code viết chạy phần mềm ngôn ngữ R để tiến hành ước lượng tất thống kê bao gồm thống kê mô tả, kiểm định thuộc tính liệu chuỗi thời gian, ước lượng mơ hình biên, kiểm định tính phù hợp mơ hình biên, ước lượng tham số lựa chọn mơ hình copula phù hợp Nền tảng R có hỗ trợ gói lệnh 12 copula, giúp cho việc ước lượng tham số lựa chọn hàm copula trở nên đơn giản ⮚ Nhận diện giai đoạn khủng hoảng tài tồn cầu Mức độ biến động TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế xem xét giai đoạn 2003-2021 Hơn nữa, giai đoạn này, luận án xem xét việc có tồn hay khơng lây lan xuất phát từ TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam tác động khủng hoảng tài giới năm 2008 Nghĩa xem xét thay đổi mức độ biến động TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế hai giai đoạn gồm giai đoạn trước khủng hoảng (giai đoạn tương quan ổn định) giai đoạn khủng hoảng Nếu tồn gia tăng đáng kể mối tương quan hai thị trường giai đoạn khủng hoảng so với giai đoạn trước khủng hoảng, có tồn lây lan từ TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam TTCK quốc tế hứng chịu cú sốc lớn Căn vào cách xác định giai đoạn khủng hoảng Baur (2012), Ngân hàng Dự trữ Liên bang St Louis (2009), Guillen (2009), Dimitriou ctv (2013), Wang (2014), Luchtenberg Vu (2015), giai đoạn khủng hoảng tháng 8/2007 đến tháng 3/2009; trước khủng hoảng (1/2003-7/2007) sau khủng hoảng (4/200912/2012) 3.3.2 Phương pháp ước lượng Nghiên cứu sử dụng hàm suy luận cận biên (Inference Function of Margins – IFM) theo đề xuất Joe & Xu (1996) để ước lượng tham số trong hàm copula Phương pháp IFM thực qua hai bước sau: Bước 1: Tham số hàm phân phối biên ước lượng cách sử dụng phương pháp ước lượng hợp lý cực đại (Maximum likehood estimation - MLE) T ˆi = arg max l (i ) = arg max  log fi ( zit , i ), i = 1, n t =1 13 (3.9) đó, l hàm log-likelihood hàm phân phối biên Fi Bước 2: Tham số hàm copula  ước lượng dựa vào tham số hàm phân phối biên ˆi có từ bước T ˆ = arg max l c ( ) = arg max  log (c( F1 ( z1t , ˆ1 ), , Fn ( znt , ˆn );  ) (3.10) t =1 đó, l hàm log-likehood hàm copula; C (, ) hàm copula c Bước 3: Lựa chọn mơ hình copula phù hợp Cho đến nay, chưa có thống tiêu chí thống kê nhằm lựa chọn hàm copula phù hợp với liệu đầu vào Genest & cộng (2006) sử dụng tiêu chí AIC để chọn hàm copula phù hợp Tuy nhiên, số nghiên cứu rằng, tiêu chuẩn thông tin Schwarz (BIC SIC) ưu việt trường hợp cỡ mẫu lớn, AIC có xu hướng vượt trội mẫu nhỏ (Shumway & Stoffer, 2016) Trong viết này, hai tiêu chí AIC, BIC thực mơ hình copula phù hợp chọn tương ứng với giá trị thấp hai tiêu chí AIC BIC định nghĩa sau: AIC = −2log (likelihood ) + 2k (3.11) BIC = −2log (likelihood ) + k log ( n) (3.12) 14 CHƯƠNG PHẢN ỨNG CỦA TTCK VIỆT NAM ĐỐI VỚI BIẾN ĐỘNG CỦA THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN QUỐC TẾ Trong phần này, luận án tập trung xác định mức độ phụ thuộc cấu trúc phụ thuộc hai thị trường để mức độ phản ứng TTCK Việt Nam biến động TTCK quốc tế toàn giai đoạn nghiên cứu Ngồi ra, luận án xem xét có tồn hay không lây lan TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam tác động khủng hoảng tài giới 2008 4.1 MỨC ĐỘ PHỤ THUỘC GIỮA TTCK VIỆT NAM VÀ TTCK QUỐC TẾ 4.1.1 Mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế điều kiện thị trường biến động bình thường (ít biến động) Kết ước lượng tham số copula Gauss copula Student-t trình bày Bảng 4.12 Nhìn chung, điều kiện thị trường bình thường, vào độ lớn tham số ước lượng copula Gauss Student-t, kết rằng, tồn mối quan hệ phụ thuộc tương đối thấp (dưới 0,20) TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế Trong điều kiện thị trường biến động bình thường, TTCK Việt Nam chịu tác động TTCK quốc tế Các TTCK quốc tế có mối quan hệ phụ thuộc cao với TTCK Việt Nam liệt kê theo thứ tự Nhật Bản, Mỹ, Hồng Kông, Đài Loan Hàn Quốc Sự phụ thuộc TTCK Việt Nam TTCK giải thích dựa nguyên tắc kinh tế vĩ mô 15 Bảng 4.12: Kết ước lượng tham số mơ hình copula Gauss Student-t điều kiện thị trường biến động bình thường Chỉ số Copula Gauss Copula Student-t Tham số Tham số L = U df S&P500-VNI 0,19 0,18 0,02 30,00 FTSE100-VNI 0,13 0,13 0,00 30,00 CAC40-VNI 0,14 0,14 0,00 30,00 DAX-VNI 0,14 0,13 0,00 30,00 SSEC-VNI 0,12 0,11 0,00 15,02 HSI-VNI 0,17 0,17 0,01 12,81 Nikkei225-VNI 0,19 0,19 0,01 11,12 KOSPI-VNI 0,15 0,15 0,00 15,42 TAIEX-VNI 0,16 0,16 0,01 13,16 -2 15,24 STI-VNI 0,14 0,14 SET-VNI 0,10 0,11 0,01 11,83 KLCI-VNI 0,13 0,13 0,00 30,00 IDX-VNI 0,12 0,12 0,00 16,42 0,29.10 Ghi chú: df bậc tự copula Student-t Nguồn: Xử lý liệu thu thập từ Datastream 4.1.2 Mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế điều kiện thị trường biến động cực biên Khi thị trường biến động cực biên, cấu trúc phụ thuộc TTCK Việt Nam TTCK nước biểu thị qua copula phù hợp trình bày Bảng 4.13 Tất hệ số phụ thuộc hàm copula dương Điều rằng, TTCK Việt Nam TTCK quốc tế xem xét có xu hướng dao động chiều Độ lớn hệ số phụ thuộc đuôi  L TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế nhỏ 0,11, giá trị thấp Khi hứng chịu cú sốc âm, TTCK Singapore, Hàn Quốc Trung Quốc có tác động nhiều biến động giảm TTCK Việt Nam so với TTCK lại 16 Bảng 4.13: Kết lựa chọn mơ hình copula phù hợp tham số ước lượng HS phụ thuộc L U  0,18 0,02 0,02 0,12 Rotated-BB8 1,37;0,81 0,00 0,00 0,08 CAC40-VNI Rotated-BB8 1,29; 0,89 0,00 0,00 0,09 DAX-VNI 1,32;0,86 0,00 0,00 0,08 1,08 0,10 - 0,07 HSI-VNI Rotated-BB8 RotatedGumbel BB1 0,18; 1,02 0,02 0,03 0,10 Nikkei225-VNI BB1 0,14; 1,06 0,01 0,08 0,12 KOSPI-VNI Rotated-BB1 0,03; 1,09 0,11 0,00 0,09 TAIEX-VNI 0,16;13,16 0,01 0,01 0,11 1,09 0,11 - 0,08 SET-VNI Student-t RotatedGumbel Rotated-BB8 1,14; 0,99 0,00 0,00 0,07 KLCI-VNI Clayton 0,16 - 0,07 IDX-VNI BB1 0,01 0,35.10- 0,02 0,07 Cặp số Copula phù hợp S&P500-VNI Student-t FTSE100-VNI SSEC-VNI STI-VNI 0,12; 1,02 Ghi chú:  (  ) hệ số phụ thuộc đuôi (đuôi trên), mô tả mức độ phụ thuộc hai thị L U trường sụp đổ (bùng nổ) Copula BB1 copula Clayton-Gumbel; copula BB8 copula Joe-Frank; Rotated-Gumbel copula copula xoay 180 độ copula Gumbel; cách giải thích tương tự cho copula Rotated-BB1 copula Rotated-BB8 Nguồn: Xử lý liệu thu thập từ Datastream Sự phụ thuộc yếu giưa hai thị trường lý giải vài nguyên nhân thị trường cận biên có quy mơ vốn hóa nhỏ, mức độ hội nhập kinh tế Việt Nam cịn thấp thơng qua liên kết thực liên kết tài Về quy mơ vốn hóa, tỷ lệ vốn hóa GDP TTCK Việt Nam khiêm tốn so sánh với TTCK xem xét Tổng giá trị cổ phiếu giao dịch GDP bình quân giai đoạn 2010-2020 TTCK Việt Nam đạt 15,22%; TTCK phát triển tỷ lệ cao 17 Về thương mại quốc tế, theo số liệu Tổng cục Hải quan, kim ngạch xuất nhập Việt Nam thực tăng mạnh kể từ năm 2015 đến 2021 đạt gần 3.000 tỷ USD, gấp 15 lần giá trị xuất nhập giai đoạn 2000-2014 cộng lại Vì vậy, xuất nhập Việt Nam với đối tác giai đoạn 2000-2014 tương đối thấp giai đoạn chiếm phần lớn thời gian mẫu nghiên cứu, phần lý giải kinh tế Việt Nam chưa hội nhập toàn diện với kinh tế giới, suy giảm xuất nhập cầu thấp tác động tiêu cực khủng hoảng tài tồn cầu năm 2008 lên quốc gia xem xét Giá trị xuất nhập tăng chậm phần lớn thời gian nghiên cứu nguyên nhân dẫn đến phuộc yếu TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế Vốn FDI vào Việt Nam thực tăng mạnh từ năm 2016 trở lại cân đối lớn kinh tế đảm bảo, môi trường kinh doanh cải thiện, nhiều FTA ký kết trị ổn định v.v Tuy nhiên, giai đoạn 2000-2015, lượng vốn FDI vào Việt Nam khơng có tăng trưởng mạnh hay nói cách khác hạn chế độ mở kinh tế thấp tác động tiêu cực khủng hoảng tài giới làm cho lượng FDI vào Việt Nam giảm mạnh vào năm 2008-2009 kéo dài đến năm 2012 Sự tăng trưởng thấp FDI giai đoạn 2000-2015 yếu tố giải thích sự phuộc yếu hai thị trường Hội nhập tài Việt Nam chiếm chủ yếu dòng vốn đầu tư trực tiếp vốn đầu tư khác, vốn đầu tư gián tiếp khiêm tốn Mức độ hội nhập tài Việt Nam thực tăng trưởng mạnh từ năm 2013 đến nay, cụ thể mức độ hội nhập năm 2013 111,01% lên gần 140% năm 2019 Số liệu kết nghiên cứu Hà Thảo (2021) đo lường phương pháp thực Trong đó, mức độ hội nhập tài Việt Nam giai đoạn 2000-2012 thấp giải thích vốn FDI thấp, vốn đầu tư gián tiếp thông qua TTCK Việt Nam thấp TTCK sơ khai, rào cản pháp lý v.v Kết nghiên cứu Hà Thảo (2021) mức độ hội nhập tài Việt Nam khu vực Đông Nam Á cao Indonesia Philipine thấp so 18 với nước Singapore, Thái Lan Maylaysia Như vậy, khác biệt mức độ hội nhập tài nguyên nhân giải thích phụ thuộc yếu TTCK Việt Nam TTCK quốc tế Cuối cùng, can thiệp chủ động UBCKNN biên độ giao dịch TTCK Việt Nam giai đoạn 2000-2013 nguyên nhân làm thu hẹp biên độ dao động TTCK Việt Nam TTCK giới biến động cực biên loạt kiện khủng hoảng tài giới Biên độ dao động chuỗi lợi suất chứng khoán Việt Nam 5% Tuy nhiên, tác động tiêu cực từ khủng hoảng tài lan đến kinh tế Việt Nam, biên độ giao động thu hẹp mạnh xuống +/-1% vào ngày 27/03/2008; biên độ nâng lên +/-2% vào ngày 07/04/2008 tiếp tục nới lỏng biên độ lên +/-3% vào ngày 16/06/2008 thị trường dần ổn định trở lại Trong đó, biên độ dao động lợi suất TTCK quốc tế cao 10% lớn giai đoạn khủng hoảng tài hay tác động tiêu cực dịch Covid vào cuối năm 2019 đầu năm 2020 Sự can thiệp UBCKNN thông qua thu hẹp biên độ giao dịch làm giảm phụ thuộc TTCK Việt Nam TTCK quốc tế 4.2 SỰ LÂY LAN CỦA TTCK QUỐC TẾ ĐẾN TTCK VIỆT NAM DƯỚI TÁC ĐỘNG CỦA CUỘC KHỦNG HOẢNG TÀI CHÍNH THẾ GIỚI Sự thay đổi cấu trúc phụ thuộc gia tăng độ lớn hệ số phụ thuộc đuôi so sánh giai đoạn trước khủng hoảng giai đoạn khủng hoảng dấu hiệu để nhận biết tồn hiệu ứng lây lan Kết kiểm định hiệu ứng lay lan trình bày Bảng 4.15 Dưới tác động loạt kiện từ khủng hoảng tài tồn cầu, khơng tồn khả lây lan biến động từ TTCK Mỹ, châu Âu, Đông Bắc Á (ngoại trừ Hồng Kông) Đông Nam Á đến TTCK Việt Nam Riêng TTCK Hồng Kơng có khả lan tỏa đến TTCK Việt Nam mức 13%, thấp Tồn thay đổi cấu trúc phụ thuộc giai đoạn trước sau khủng hoảng cho thấy khủng 19 hoảng tài giới năm 2008 ảnh hưởng đến mối tương quan hai thị trường không đáng kể Việc không tồn lây lan biến động từ TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam giải thích phần điều chỉnh biên độ giao động giá (biên độ +/-3%) sàn giao dịch HOSE giai đoạn khủng hoảng, làm giảm tính đồng biến TTCK Việt Nam biến động lan tỏa từ TTCK quốc tế Trên thực tế, khủng hoảng tài tồn cầu khơng có nhiều tác động lây lan trực tiếp đến hệ thống tài Việt Nam Tuy nhiên, kinh tế Việt Nam bị ảnh hưởng lớn thông qua bất ổn yếu tố vĩ mơ; qua đó, gián tiếp tác động đến TTCK Việt Nam Điều cho thấy, TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế tồn phụ thuộc lẫn thông qua liên kết kinh tế vĩ mô mà không tồn lây lan có liên quan đến hành vi hợp lý bất hợp lý nhà đầu tư, tính khoản thị trường (Forbes Rigobon, 2002) Sự phụ thuộc đuôi gia tăng giai đoạn sau khủng hoảng Sau khủng hoảng, phụ thuộc TTCK Việt Nam tăng đáng kể so với trước giai đoạn khủng hoảng; TTCK Việt Nam có xu hướng biến động giảm chiều với sụt giảm giá TTCK Hồng Kông, Trung Quốc, Singapore, Thái Lan thị trường hứng chịu cú sốc âm TTCK Việt Nam với TTCK Nhật Bản, Hàn Quốc Đài Loan có khả biến động tăng, cao khả hai thị trường biến động giảm Các cú sốc lan tỏa từ khủng hoảng tài giới làm gia tăng mối tương quan TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế 20 21 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý 5.1 KẾT LUẬN Nghiên cứu vận dụng mơ hình copula có điều kiện (ARMAGJR-GARCH Copula) để xem xét phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế gồm Mỹ, Anh, Pháp, Đức, Trung Quốc, Hồng Kông, Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài Loan, Singapore, Thái Lan, Malaysia Indonesia trường hợp thị trường biến động bình thường trường hợp thị trường biến động cực biên Mẫu liệu theo tần suất ngày với cỡ mẫu dao động từ 4.449 quan sát đến 4.710 quan sát cho chuỗi lợi suất chứng khoán, thu thập từ ngày 01/01/2003 đến ngày 31/12/2021 Kết nghiên cứu cho thấy, TTCK Việt Nam nhạy cảm biến động từ TTCK quốc tế Cụ thể, điều kiện thị trường biến động bình thường, hệ số tương quan TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế tương đối thấp (dưới 0,20) Trong thời kỳ TTCK quốc tế lao dốc hứng chịu cú sốc tiêu cực, khả lây lan từ TTCK đến TTCK Việt Nam không đáng kể (dưới 11%) Thậm chí, TTCK có khả lây lan cao với TTCK Việt Nam Hàn Quốc, Trung Quốc Singapore thấp (dưới 11%) Không tồn hiệu ứng lây lan từ TTCK quốc tế đến TTCK Việt Nam giai đoạn khủng hoảng tài giới (8/2007-3/2009) Sự phụ thuộc yếu giải thích phần từ điều chỉnh biên độ giao dịch quan quản lý Trên thực tế, khủng hoảng tài tồn cầu tác động trực tiếp đến TTCK Việt Nam mà tác động giám tiếp thông qua bất ổn yếu tố vĩ mô, ảnh hưởng đến hiệu hoạt động doanh nghiệp niêm yết sàn chứng khoán, dẫn đến giá cổ phiếu doanh nghiệp giảm Sau khủng hoảng, phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế gia tăng đáng kể Điểu ngụ ý rằng, khủng hoảng tài giới năm 2008 làm thay đổi mạnh mẽ mức độ phụ thuộc TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế 22 5.2 HÀM Ý 5.2.1 Đối với nhà đầu tư Dựa vào kết mối quan hệ phụ thuộc đuôi TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế giai đoạn sau khủng hoảng, việc phân bổ danh mục đầu tư gợi ý sau: ● Thị trường chứng khoán Việt Nam TTCK Mỹ, Anh Indonesia có mối quan hệ phụ thuộc đối xứng yếu đuôi đuôi trên, mô tả tốt copula Student-t Tuy nhiên, hệ số phụ thuộc đuôi đuôi gần Điều cho thấy, sau khủng hoảng, TTCK Việt Nam gần không nhạy cảm biến động từ TTCK giai đoạn thị trường bùng nổ sụp đổ Do đó, xây dựng danh mục đầu tư, nhà đầu tư lựa chọn danh mục đầu tư gồm cổ phiếu TTCK Việt Nam cổ phiếu TTCK Mỹ Anh Indonesia Khi đó, cổ phiếu niên yết TTCK Việt Nam xem cơng cụ phịng ngừa rủi ro TTCK Mỹ, Anh Indonesia hứng chịu cú sốc âm thời kỳ khủng hoảng ● Tồn phụ thuộc đuôi TTCK Việt Nam với TTCK Pháp, Đức; không tồn phụ thuộc đuôi Điều rằng, TTCK Pháp Đức tăng giá, khả TTCK Việt Nam tăng giá Do đó, lợi nhuận gia tăng danh mục đầu tư bao cổ phiếu TTCK Việt Nam với cổ phiếu thị trường Pháp Đức ● TTCK Việt Nam tồn phụ thuộc đuôi với TTCK Trung Quốc, Hồng Kông, Singapore Thái Lan (sự phụ thuộc 0) Do đó, TTCK lao dốc, khả TTCK Việt Nam lao dốc theo Do đó, nhà đầu tư không nên đưa cổ phiếu TTCK Việt Nam vào rổ với cổ phiếu niêm yết TTCK Trung Quốc, Hồng Kông, Singapore Thái Lan ● Tồn phụ thuộc bất đối xứng TTCK Việt Nam với bốn TTCK gồm Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài Loan Malaysia Cụ thể, phụ thuộc đuôi lớn phụ thuộc đuôi Điều rằng, khả bốn TTCK gồm Nhật Bản, Hàn Quốc, Đài Loan, Malaysia TTCK Việt Nam tăng giá cao khả giảm giá Do đó, 23 danh mục đầu tư bao gồm cổ phiếu TTCK Việt Nam với cổ phiếu thị trường này, khả lãi cao lỗ 5.2.2 Đối với nhà quản lý Trong tình kinh tế giới suy thoái, nhà hoạch định sách cần có giải pháp để ổn định kinh tế vĩ mô, giúp kinh tế chống chịu tốt tác động tiêu cực từ khủng hoảng Giai đoạn sau khủng hoảng, có gia tăng phụ thuộc lẫn TTCK Việt Nam với TTCK quốc tế khảo sát Hay nói cách khác, giai đoạn sau khủng hoảng tài giới, TTCK Việt Nam ngày hội nhập với TTCK quốc tế Trong nguồn vốn tích lũy nước có hạn Do đó, quan quản lý nên trọng thu hút nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngồi thơng qua TTCK để đầu tư phát triển đất nước mở rộng hoạt động sản suất kinh doanh doanh nghiệp Đối với nước vùng lãnh thổ Trung Quốc, Hồng Kông, Singapore Thái Lan có vốn FDI hàng đầu vào Việt Nam mà nước lại có chứng tác động lan tỏa đến TTCK Việt Nam, nhà quản lý hoạch định sách cần tạo điều kiện khuyến khích doanh nghiệp có hoạt động thương mại với quốc gia huy động vốn thơng qua niêm yết cổ phiếu cơng ty TTCK nước Các doanh nghiệp Việt Nam có hoạt động xuất nhập với quốc gia có lợi nhà đầu tư TTCK quốc tế có thơng tin định họ Đây lợi để nhận quan tâm nhà đầu tư Trung Quốc, Hồng Kông, Singapore Thái Lan Các quan quản lý cần lập phận kỹ thuật nhằm theo dõi biến động TTCK có tác động lan tỏa đến TTCK Việt Nam nhằm cảnh báo khủng hoảng đến nhà đầu tư quan quản lý có liên quan để đề giải pháp giảm thiểu tác động tiêu cực Một công cụ hỗ trợ dự báo độ biến động vận dụng kết cấu trúc phụ thuộc (hàm copula phù hợp nhất) để xác định mức độ biến động TTCK Việt Nam biến động xuất phát từ TTCK quốc tế 24