Mối liên kết động giữa giá vàng thế giới, giá dầu thế giới, tỷ giá hối đoái và thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ KIM LUYẾN MỐI LIÊN KẾT ĐỘNG GIỮA GIÁ VÀNG THẾ GIỚI, GIÁ DẦU THẾ GIỚI, TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Tp Hồ Chí Minh – 2016 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ KIM LUYẾN MỐI LIÊN KẾT ĐỘNG GIỮA GIÁ VÀNG THẾ GIỚI, GIÁ DẦU THẾ GIỚI, TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài Chính - Ngân Hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS HỒ VIẾT TIẾN Tp Hồ Chí Minh – 2016 LỜI CAM ĐOAN Tôi cam đoan Luận văn Thạc sĩ Kinh tế với đề tài “Mối liên kết động giá vàng giới, giá dầu giới, tỷ giá hối đối thị trường chứng khốn Việt Nam” cơng trình nghiên cứu tơi với hướng dẫn PGS.TS Hồ Viết Tiến Các số liệu kết nghiên cứu trình bày luận văn khách quan trung thực Tôi chịu trách nhiệm nội dung tơi trình bày luận văn Thành phố Hồ Chí Minh, tháng 10 năm 2016 Tác giả Nguyễn Thị Kim Luyến MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC HÌNH DANH MỤC BẢNG TĨM TẮT ĐỀ TÀI CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU NGHIÊN CỨU .1 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu nghiên cứu 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu 1.3 Phạm vi nghiên cứu đối tượng nghiên cứu 1.3.1 Phạm vi nghiên cứu .4 1.3.2 Đối tượng nghiên cứu 1.4 Phương pháp nghiên cứu .5 1.5 Ý nghĩa khoa học thực tiễn .6 1.6 Giới thiệu kết cấu luận văn CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU LIÊN QUAN .7 2.1 Cơ sở lý thuyết cho nghiên cứu 2.1.1 Lý thuyết triển vọng 2.1.2 Lý thuyết kinh doanh chênh lệch giá 2.2 Tổng quan mối quan hệ 2.2.1 Mối quan hệ giá vàng giá dầu .8 2.2.2 Mối quan hệ giá vàng tỷ giá hối đoái .9 2.2.3 Mối quan hệ giá vàng thị trường chứng khoán .10 2.2.4 Mối quan hệ giá dầu tỷ giá hối đoái .11 2.2.5 Mối quan hệ giá dầu thị trường chứng khoán 14 2.2.6 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái thị trường chứng khoán 15 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm mối liên hệ giá vàng, giá dầu, tỷ giá thị trường chứng khoán 16 2.3.1 Các nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giá vàng giới, giá dầu giới, tỷ giá hối đoái thị trường chứng khoán 16 2.3.2 Các nghiên cứu thực nghiệm quan hệ giá vàng giới, giá dầu giới, tỷ giá VND/USD thị trường chứng khoán Việt Nam .25 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 32 3.1 Phương pháp nghiên cứu 32 3.1.1 Kiểm định tính dừng 32 3.1.2 Kiểm định hiệu ứng ARCH .33 3.1.3 Phương pháp DCC-GARCH .34 3.1.4 Kiểm định nhân phi tuyến Kyrtsou-Labys trường hợp cân xứng bất cân xứng 36 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 38 3.3 Giả thuyết nghiên cứu 39 3.4 Tiến trình xử lý liệu nghiên cứu 40 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 42 4.1 Phân tích sơ liêu .42 4.1.1 Thống kê mô tả 42 4.1.2 Kiểm định tính dừng xác định bậc tích hợp 48 4.2 Kiểm định tượng tự tương quan .50 4.3 Kiểm định ảnh hưởng ARCH 52 4.4 Kết nghiên cứu mối liên kết động dựa mô hình DCC-GARCH 54 4.5 Kiểm tra quan hệ nhân phi tuyến Kyrtsou-Labys .64 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN, GỢI Ý CHÍNH SÁCH, HẠN CHẾ VÀ HƯỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI 68 5.1 Kết luận 68 5.2 Những gợi ý sách 70 5.3 Hạn chế đề tài 71 5.4 Những gợi ý cho hướng nghiên cứu 72 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ADF Augmented Dickey Fuller: Kiểm định nghiệm đơn vị ADF ARCH Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy ARDL AutoRegressive Distributed Lag: Tự hồi quy phân phối trễ ASEAN Association of South East Asian Nations: Hiệp hội nước Đông Nam Á BRICS Brasil – Russia – India – China - South Africa: Các nước Brasil – Nga - Ấn Độ- Trung Quốc – Nam Phi CCC-GARCH Constant Conditional Correlation- General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát với tương quan điều kiện liên tục COMEX Commodities Exchange: Trao đổi hàng hóa DCC Dynamic Conditional Correlation: Tương quan động DCC-GARCH Dynamic Conditional Correlation-General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát với tương quan điều kiện động DJIA Dow Jones Industrial Age : Chỉ số bình qn cơng nghiệp Dow Jones ECM Error Correction Model: Mơ hình điều chỉnh sai số EGARCH Exponential General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Hàm mũ phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát EXR Tỷ giá hối đoái EUR EU Euro: Đồng ơ-rô châu Âu FDI Foreign Direct Investment: Đầu tư trực tiếp nước FED Federal Reserve System: Cục Dự trữ Liên bang FMOLS Fully modified Ordinary Least Squares: Bình phương bé hiệu chỉnh toàn phần GARCH General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát GARCH-SVAR General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity- Structural Vector Autoregression: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát vec tơ cấu trúc GBP Great British Pound: Bảng Anh GDP Gross Domestic product: Tổng sản phẩm quốc nội GOLD Giá vàng giới IMF International Monetary Fund: Quỹ tiền tệ quốc tế IRN India Rupee: Đồng Rupi Ấn Độ JPY Japanese Yen: Đồng Yên Nhật Bản NYSE New York Stock Exchange: Sàn giao dịch chứng khoán New York NASDAQ National Association of Securities Dealers Automated Quotation: Hiệp Hội Quốc gia người Mua bán Chứng khốn có bảng giá điện tốn hóa OIL Giá dầu giới PP Phillips Perron: Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips Perron TGARCH Threshold General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Hàm ngưỡng phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát USD US Dollar: đô la Mỹ VAR Vector Autoregression: Tự hồi quy vec tơ VAR-GARCH Vector Autoregressive-General Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: Phương sai thay đổi điều kiện tự hồi quy tổng quát tự hồi quy vec tơ VECM Vector Error Correction Model: Mơ hình điều chỉnh sai số vec tơ VND Vietnamese Dong: Đồng Việt Nam VNINDEX Chỉ số chứng khoán Việt Nam WTI West Texas Intermediate: Dầu thô WTI DANH MỤC HÌNH Hình 2.1: Sơ đồ kênh truyền dẫn cú sốc giá dầu đến kinh tế vĩ mô 15 Hình 4.1: Biểu đồ biến động VNINDEX giai đoạn 2005 – 6/2016 43 Hình 4.2: Biểu đồ biến động giá vàng giới giai đoạn 2005 – 6/2016 44 Hình 4.3: Biểu đồ biến động giá dầu thô giới giai đoạn 2005 – 6/2016 .45 Hình 4.4: Biểu đồ biến động tỷ giá hối đoái VND/USD giai đoạn 2005 – 6/2016 46 Hình 4.5: Tương quan động số chứng khoán Việt Nam giá vàng giới 55 Hình 4.6: Tương quan động số chứng khoán Việt Nam giá dầu giới 57 Hình 4.7: Tương quan động số chứng khoán Việt Nam tỷ giá hối đối 59 Hình 4.8: Tương quan động giá vàng giới giá dầu giới 61 Hình 4.9: Tương quan động giá vàng giới tỷ giá hối đoái .62 Hình 4.10: Tương quan động giá dầu giới tỷ giá hối đoái .63 DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1: Tóm tắt nghiên cứu điển hình liên quan đề tài 27 Bảng 3.1: Mô tả liệu nghiên cứu biến .38 Bảng 4.1: Kết thống kê mô tả chuỗi liệu gốc chưa lấy logarith 42 Bảng 4.2: Thống kê mô tả chuỗi liệu chuyển thành sai phân Logarith .47 Bảng 4.3: Tương quan giá vàng, giá dầu, tỷ giá số VNINDEX .48 Bảng 4.4: Kiểm định tính dừng phương pháp ADF PP .49 Bảng 4.5: Kiểm định tương quan chuỗi biến VNINDEX với độ trễ bậc .50 Bảng 4.6: Kiểm định tương quan chuỗi biến giá vàng giới GOLD với độ trễ bậc 20 .50 Bảng 4.7: Kiểm định tương quan chuỗi biến giá dầu giới OIL với độ trễ bậc 51 Bảng 4.8: Kiểm định tương quan chuỗi biến tỷ giá hối đoái EXR với độ trễ bậc 51 Bảng 4.9: Kiểm định ảnh hưởng ARCH biến VNINDEX 52 Bảng 4.10: Kiểm định ảnh hưởng ARCH biến giá vàng giới 53 Bảng 4.11: Kiểm định ảnh hưởng ARCH biến giá dầu giới 53 Bảng 4.12: Kiểm định ảnh hưởng ARCH biến tỷ giá hối đoái VND/USD 53 Bảng 4.13: Kết thơng số DCC mơ hình họ GARCH 54 Bảng 4.14: Kết kiểm định nhân phi tuyến trường hợp cân xứng 65 Bảng 4.15: Kết kiểm định nhân phi tuyến trường hợp bất cân xứng 66 TÓM TẮT ĐỀ TÀI Ngày nay, tồn cầu hóa ngày phát triển có tác động mạnh mẽ đến kinh tế quốc gia Cũng nhờ tồn cầu hóa mà danh mục đầu tư nhà đầu tư mở rộng đầu nơi giới Các thị trường đầu tư phần lớn nhà đầu tư quan tâm chủ yếu thị trường vàng, thị trường ngoại hối, thị trường chứng khoán thị trường phái sinh tài sản tài Việc hiểu rõ mối quan hệ thị trường giúp nhà đầu tư nhà làm sách có định đắn Vì thế, mối liên hệ thị trường cụ thể mối liên hệ giá vàng, giá dầu, tỷ giá chứng khoán đã, đề tài thu hút quan tâm, ý nhà nghiên cứu, nhà đầu tư nhà sách Bài nghiên cứu tập trung nghiên cứu “Mối liên kết động giá vàng giới, giá dầu giới, tỷ giá hối đoái thị trường chứng khoán Việt Nam từ năm 2005 đến tháng năm 2016” Các mối liên hệ động phân tích mơ hình DCC-GARCH (chuẩn, mũ EGARCH ngưỡng TGARCH) kiểm định nhân phi tuyến thực để xem chiều hướng tác động biến đề xuất kiểm định Kyrstou Labys Phân tích thực nghiệm cho thấy có mối liên kết động tương quan yếu thành phần nghiên cứu Giá vàng giới tác nhân dẫn đến biến động chứng khoán Việt Nam giá dầu giới tác nhân ảnh hưởng đến giá trị đồng Việt Nam đồng xét điều kiện thay đổi tiêu cực (âm) Những kết tìm thấy nghiên cứu đưa số gợi ý hữu ích cho nhà đầu tư nhà sách Từ khóa chính: giá vàng giới, giá dầu giới, tỷ giá hối đoái, chứng khoán, DCC-GARCH, nonlinear causality Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 13261.06 1.574883 0.049559 Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -6.296575 2.000804 OIL: Giá dầu giới Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 10.30854 10.28818 Prob F(1,4196) Prob Chi-Square(1) 0.0013 0.0013 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:28 Sample: 1/02/2005 6/30/2016 Included observations: 4198 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID(-1) 3.80E-07 -0.049520 0.000314 0.015423 0.001213 -3.210691 0.9990 0.0013 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.002451 0.002213 0.020313 1.731275 10401.86 10.30854 0.001334 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.06E-17 0.020335 -4.954675 -4.951654 -4.953607 1.999388 EXR: Tỷ giá hối đoái USD/VND Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 286.7411 268.5275 Prob F(1,4196) Prob Chi-Square(1) 0.0000 0.0000 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:30 Sample: 1/02/2005 6/30/2016 Included observations: 4198 Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID(-1) -3.69E-08 -0.252915 -0.000561 -16.93343 0.9996 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.063966 0.063743 0.004260 0.076132 16959.45 286.7411 0.000000 6.57E-05 0.014936 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -2.02E-19 0.004402 -8.078823 -8.075801 -8.077754 2.039218 PHỤ LỤC 4: BẢNG KẾT QUẢ ĐẦY ĐỦ CỦA KIỂM ĐỊNH ARCH VNINDEX: Chỉ số chứng khoán Việt Nam Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic Obs*R-squared 403.5698 368.3281 Prob F(1,4195) Prob Chi-Square(1) 0.0000 0.0000 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:36 Sample (adjusted): 1/03/2005 6/30/2016 Included observations: 4197 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID^2(-1) 0.000114 0.296242 18.91735 20.08905 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.087760 0.087542 0.000359 0.000541 27336.92 403.5698 0.000000 6.04E-06 0.014746 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000162 0.000376 -13.02593 -13.02291 -13.02486 2.029636 GOLD: Giá vàng giới Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic Obs*R-squared 9.144494 9.128954 Prob F(1,4195) Prob Chi-Square(1) 0.0025 0.0025 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:27 Sample (adjusted): 1/03/2005 6/30/2016 Included observations: 4197 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID^2(-1) 0.000101 0.046638 18.73425 3.023986 0.0000 0.0025 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.002175 0.001937 0.000334 0.000469 27634.93 9.144494 0.002510 5.42E-06 0.015423 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000106 0.000335 -13.16794 -13.16492 -13.16688 2.001765 OIL: Giá dầu giới Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic Obs*R-squared 162.1623 156.2015 Prob F(1,4195) Prob Chi-Square(1) 0.0000 0.0000 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:29 Sample (adjusted): 1/03/2005 6/30/2016 Included observations: 4197 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID^2(-1) 0.000334 0.192921 2.07E-05 0.015150 16.14980 12.73430 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.037217 0.036988 0.001276 0.006831 22014.41 162.1623 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000414 0.001300 -10.48959 -10.48657 -10.48853 2.027946 EXR: Tỷ giá hối đoái USD/VND Heteroskedasticity Test: ARCH F-statistic Obs*R-squared 55.28485 54.59175 Prob F(1,4195) Prob Chi-Square(1) 0.0000 0.0000 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 10/12/16 Time: 16:33 Sample (adjusted): 1/03/2005 6/30/2016 Included observations: 4197 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C RESID^2(-1) 1.72E-05 0.114050 3.41E-06 0.015339 5.036702 7.435378 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.013007 0.012772 0.000220 0.000203 29392.47 55.28485 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 1.94E-05 0.000221 -14.00547 -14.00245 -14.00440 2.016177 PHỤ LỤC 5: KẾT QUẢ DCC-GARCH, DCC-EGARCH VÀ DCC-TGARCH ƯỚC LƯỢNG DCC-GARCH System: 2-Step DCC(1,1) Model with univariate GARCH fitted in the 1st step Estimation Method: ARCH Maximum Likelihood (BFGS) - Two Step Covariance specification: Dynamic Conditional Correlation with correlation targeting Date: 08/17/16 Time: 10:12 Sample: 1/02/2005 6/30/2016 Included observations: 4198 Total system (balanced) observations 16792 Bollerslev-Wooldridge robust standard errors & covariance for univariate fits Disturbance assumption: Multivariate Normal distribution Presample covariance: Unconditional Convergence achieved after 20 iterations Coefficient Std Error z-Statistic Prob theta(1) 0.009765 0.003406 2.866923 0.0041 theta(2) 0.910632 0.045721 19.91734 0.0000 Log likelihood 57920.30 Schwarz criterion -27.54654 Avg log likelihood 3.449279 Hannan-Quinn criter -27.56998 Akaike info criterion -27.58280 * Stability condition: theta(1) + theta(2) < is met ƯỚC LƯỢNG DCC-EGARCH System: 2-Step DCC(1,1) Model with univariate EGARCH fitted in the 1st step Estimation Method: ARCH Maximum Likelihood (BFGS) - Two Step Covariance specification: Dynamic Conditional Correlation with correlation targeting Date: 08/17/16 Time: 10:31 Sample: 1/02/2005 6/30/2016 Included observations: 4198 Total system (balanced) observations 16792 Bollerslev-Wooldridge robust standard errors & covariance for univariate fits Disturbance assumption: Multivariate Normal distribution Presample covariance: Unconditional Convergence achieved after 20 iterations Coefficient Std Error z-Statistic Prob theta(1) 0.005799 0.002639 2.197048 0.0280 theta(2) 0.898162 0.059940 14.98425 0.0000 Log likelihood 57090.81 Schwarz criterion -27.15136 Avg log likelihood 3.399882 Hannan-Quinn criter -27.17480 Akaike info criterion -27.18762 * Stability condition: theta(1) + theta(2) < is met ƯỚC LƯỢNG DCC-TGARCH System: 2-Step DCC(1,1) Model with univariate GJR/TARCH fitted in the 1st step Estimation Method: ARCH Maximum Likelihood (BFGS) - Two Step Covariance specification: Dynamic Conditional Correlation with correlation targeting Date: 08/17/16 Time: 10:25 Sample: 1/02/2005 6/30/2016 Included observations: 4198 Total system (balanced) observations 16792 Bollerslev-Wooldridge robust standard errors & covariance for univariate fits Disturbance assumption: Multivariate Normal distribution Presample covariance: Unconditional Convergence achieved after 20 iterations Coefficient Std Error z-Statistic Prob theta(1) 0.008927 0.003286 2.716895 0.0066 theta(2) 0.905386 0.048384 18.71241 0.0000 Log likelihood 57985.56 Schwarz criterion -27.57763 Avg log likelihood 3.453166 Hannan-Quinn criter -27.60107 Akaike info criterion -27.61389 * Stability condition: theta(1) + theta(2) < is met PHỤ LỤC 6: MÃ CODE LẬP TRÌNH KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ PHI TUYẾN KYRTSOU-LABYS CHO TRƯỜNG HỢP CÂN XỨNG (mã code cung cấp A.Jain, tác giả paper gốc “Dynamic linkages among oi price, gold price, exchange rate and stock market in India” năm 2016) function [Fy_doesntcause_x, Fx_doesntcause_y, py_doesnt_cause_x, px_doesnt_cause_y,est_ax,est_ay]=nlmg(x,y,t1,t2,c1,c2); % INPUTS: % x, y: the series to be tested % t1,t2: the delay values in the Mackey-Glass model % c1,c2: the exponents in the nonlinear terms of the M-G model % The variables signx,signy control which of the four possible asymetries % to test for causality +1 for "+", -1 for "-" That is, signx=1 causes the code % to ignore any observations in which the returns of the x-variable are % negative (-), or any observations which are related to negative xreturns % via the nonlinear term on the right-hand side of the M-G model % EXACTLY ONE of the signx, signy inputs must be zero (e.g., if signx=0 % then we are testing for causality from y to x) % % OUTPUTS: the F-values and p-values describing the statistical % significance of the zero hypotheses (x doesn't cause y, y doesn't cause % x) Low p-values suggest that the zero hypothesis is to be rejected See also Granger causality test kstart=max(t1,t2)+1; N=length(x); %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% % %Find best FIT parameters for the series % bigX=[]; bigY=[]; lengthX=0; indX=[]; for k=kstart:length(x) %exclude rows that contain outliers %if (signy==0) %test for X CAUSING THE Y SERIES % if ((signx)*x(k-t1)>=0) %if ((signx)*x(k-t1)>0 && (signy)*y(k-t1)>0 && (signx)*x(k)>0 && (signy)*y(k)>0) bigX=[bigX; x(k-t1)/(1+x(k-t1)^c1) x(k-1) y(k-t2)/(1+y(kt2)^c2) y(k-1)]; lengthX=lengthX+1; indX=[indX, k]; % end %else %(signx=0 - test for Y CAUSING THE X SERIES) % if ((signy)*y(k-t2)>=0) %if ((signx)*x(k-t1)>0 && (signy)*y(k-t1)>0 && (signx)*x(k)>0 && (signy)*y(k)>0) % bigX=[bigX; x(k-t1)/(1+x(k-t1)^c1) x(k-1) y(k-t2)/(1+y(kt2)^c2) y(k-1)]; % lengthX=lengthX+1; % indX=[indX, k]; %end % end end %bigX=[bigX, ones(lengthX-kstart+1,1)]; %bigX=[bigX, ones(lengthX,1)]; indX; lengthY=lengthX; %fit coefficients est_ax = regress(x(indX),bigX); est_ay = regress(y(indX),bigX); %residuals Rx=x(indX)-bigX*est_ax; Rxnorm=norm(Rx)^2; Ry=y(indX)-bigX*est_ay; Rynorm=norm(Ry)^2; % %FIT FOR NULL HYPOTHESIS % (remove y-data from bigX) XX=bigX(:,[1,2,4]); YY=bigX(:,[2,3,4]); est_ax_null = regress(x(indX),XX); Rxnull=x(indX)-XX*est_ax_null; Rxnullnorm=norm(Rxnull)^2; est_ay_null = regress(y(indX),YY); Rynull=y(indX)-YY*est_ay_null; Rynullnorm=norm(Rynull)^2; %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% %STATISTICS %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% %COMPUTE F STATISTIC %how many coefficients we restrict? always in each equation %how many unrestricted coefficients? always in each equation nlag=kstart-1; nrestr=1; nfree=3; %nlag=3 Fy_doesntcause_x=((Rxnullnorm-Rxnorm)/nrestr)/(Rxnorm/(N-nlag-nfree-1)); Fx_doesntcause_y=((Rynullnorm-Rynorm)/nrestr)/(Rynorm/(N-nlag-nfree-1)); %p_val_x_caused_by_y = - fpdf(Sxy,nlag,N - 2*nlag - 1) py_doesnt_cause_x=1-cdf('F',Fy_doesntcause_x,nrestr,N-nlag-nfree - 1); %p_val_y_caused_by_x = - fpdf(Syx,nlag,N - 2*nlag - 1) px_doesnt_cause_y=1-cdf('F',Fx_doesntcause_y,nrestr,N-nlag-nfree - 1); PHỤ LỤC 7: MÃ CODE LẬP TRÌNH KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ PHI TUYẾN KYRTSOU-LABYS CHO TRƯỜNG HỢP BẤT CÂN XỨNG (mã code cung cấp A.Jain, tác giả paper gốc “Dynamic linkages among oi price, gold price, exchange rate and stock market in India” năm 2016) function [Fy_doesntcause_x, Fx_doesntcause_y, py_doesnt_cause_x, px_doesnt_cause_y, est_ax, est_ay]=asnlmg(x,y,t1,t2,c1,c2,signx,signy); %Asymetric GRANGER-style causality test for Mackey-Glass model - testing for statistical significance of the nonlinear terms ONLY % D Hristu-Varsakelis and C Kyrtsou, %"Evidence for Nonlinear Asymmetric Causality in US Inflation, Metal and %Stock returns", Discrete Dynamics in Nature and Society, 2008, doi:10.1155/2008/138547 % % INPUTS: % x, y: the series to be tested % t1,t2: the delay values in the Mackey-Glass model % c1,c2: the exponents in the nonlinear terms of the M-G model % The variables signx,signy control which of the four possible asymetries % to test for causality +1 for "+", -1 for "-" That is, signx=1 causes the code % to ignore any observations in which the returns of the x-variable are % negative (-), or any observations which are related to negative xreturns % via the nonlinear term on the right-hand side of the M-G model % EXACTLY ONE of the signx, signy inputs must be zero (e.g., if signx=0 % then we are testing for causality from y to x) % % OUTPUTS: the F-values and p-values describing the statistical % significance of the zero hypotheses (x doesn't cause y, y doesn't cause % x) Low p-values suggest that the zero hypothesis is to be rejected See also Granger causality test % % EXAMPLES: [f1,f2,p1,p2]=asnlmg(x,y,1,1,2,2,-1,0); %tests whether negative % %x-series terms cause the y series % [f1,f2,p1,p2]=asnlmg(x,y,1,3,2,2, 1,0); %tests whether positive % %x-series terms cause the y series % [f1,f2,p1,p2]=asnlmg(x,y,1,1,2,2,0,-1); %tests whether negative % %y series terms cause the x series % if(signx*signy ~=0) fprintf(1,'Error: only of the last arguments can be nonzero Exiting.\n') return; end if (signx==0) fprintf('ASYMETRIC M-G causality TEST with NULL="Y!->X" ONLY f1, p1 values are valid\n'); else fprintf('ASYMETRIC M-G causality TEST w NULL="X!->Y" ONLY f2, p2 values are valid\n'); end kstart=max(t1,t2)+1; N=length(x); %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% % %Find best FIT parameters for the series % bigX=[]; bigY=[]; lengthX=0; indX=[]; for k=kstart:length(x) %exclude rows that contain outliers if (signy==0) %test for X CAUSING THE Y SERIES if ((signx)*x(k-t1)>=0) %if ((signx)*x(k-t1)>0 && (signy)*y(k-t1)>0 && (signx)*x(k)>0 && (signy)*y(k)>0) bigX=[bigX; x(k-t1)/(1+x(k-t1)^c1) x(k-1) y(k-t2)/(1+y(kt2)^c2) y(k-1)]; lengthX=lengthX+1; indX=[indX, k]; end else %(signx=0 - test for Y CAUSING THE X SERIES) if ((signy)*y(k-t2)>=0) %if ((signx)*x(k-t1)>0 && (signy)*y(k-t1)>0 && (signx)*x(k)>0 && (signy)*y(k)>0) bigX=[bigX; x(k-t1)/(1+x(k-t1)^c1) x(k-1) y(k-t2)/(1+y(kt2)^c2) y(k-1)]; lengthX=lengthX+1; indX=[indX, k]; end end end %bigX=[bigX, ones(lengthX-kstart+1,1)]; %bigX=[bigX, ones(lengthX,1)]; indX; lengthY=lengthX; %fit coefficients est_ax = regress(x(indX),bigX); est_ay = regress(y(indX),bigX); %residuals Rx=x(indX)-bigX*est_ax; Rxnorm=norm(Rx)^2; Ry=y(indX)-bigX*est_ay; Rynorm=norm(Ry)^2; % %FIT FOR NULL HYPOTHESIS % (remove y-data from bigX) XX=bigX(:,[1,2,4]); YY=bigX(:,[2,3,4]); est_ax_null = regress(x(indX),XX); Rxnull=x(indX)-XX*est_ax_null; Rxnullnorm=norm(Rxnull)^2; est_ay_null = regress(y(indX),YY); Rynull=y(indX)-YY*est_ay_null; Rynullnorm=norm(Rynull)^2; %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% %STATISTICS %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%% %COMPUTE F STATISTIC %how many coefficients we restrict? always in each equation %how many unrestricted coefficients? always in each equation nlag=kstart-1; nrestr=1; nfree=3; %nlag=3 Fy_doesntcause_x=((Rxnullnorm-Rxnorm)/nrestr)/(Rxnorm/(N-nlag-nfree-1)); Fx_doesntcause_y=((Rynullnorm-Rynorm)/nrestr)/(Rynorm/(N-nlag-nfree-1)); %p_val_x_caused_by_y = - fpdf(Sxy,nlag,N - 2*nlag - 1) py_doesnt_cause_x=1-cdf('F',Fy_doesntcause_x,nrestr,N-nlag-nfree - 1); %p_val_y_caused_by_x = - fpdf(Syx,nlag,N - 2*nlag - 1) px_doesnt_cause_y=1-cdf('F',Fx_doesntcause_y,nrestr,N-nlag-nfree - 1); PHỤ LỤC 8: BẢNG KẾT QUẢ TỔNG HỢP CÁC HỆ SỐ TƯƠNG QUAN TRONG PHƯƠNG TRÌNH (14) VÀ (15) TÍNH ĐƯỢC TỪ MATLAB 16.0A Mối quan hệ Dlvnindex dlgold Dlgold dlvnindex Dlvnindexdloil Dloildlvnindex Dlvnindexdlexr Dlexrdlvnindex Dlgolddloil Dloildlgold Dlgolddlexr Asymmetric case Positive case Hệ số tương quan α11 = 16,2979 δ11 = -16,1144 α12 = -63,4993 δ12 = 63,4962 α11 = 3,5289 δ11 = -3,5275 α12 = 27,4857 δ12 = -27,4933 α11 = 21,2854 δ11 = -21,1009 α12 = -1,2270 δ12 = 1,2862 α11 = 10,8494 δ11 = -10,8500 α12 = 30,3760 δ12 = -30,3759 α11 = 17,4974 δ11 = -17,3134 α12 = -14,5780 δ12 = 14,6055 α11 = -69,8864 δ11 = 69,3819 α12 = -1,5278 δ12 = 1,5315 α11 = 1,9789 δ11 = -1,9856 α12 = 1,1018 δ12 = -1,0543 α11 = 11,2626 δ11 = -11,2623 α12 = -18,7095 δ12 = 18,6985 α11 = 0,4884 δ11 = -0,4856 α12 = 0,4949 δ12 = -0,5282 Negative case Hệ số tương Hệ số thống quan tương quan α21 = -10,8409 α11 = -6,3030 δ21 = 10,8202 δ11 =6,4532 α22 = 49,1144 α12 = 18,9907 δ22 = -49,1108 δ12 = -18,9270 α21 = -18,0650 α11 = -8,5569 δ21 = 18,0944 δ11 =8,5480 α22 = -35,2195 α12 = -4,2543 δ22 = 35,3442 δ12 = 4,2567 α21 = 45,4599 α11 = -1,5960 δ21 = -45,4396 δ11 =1,7440 α22 = 5,3898 α12 = 2,0991 δ22 = -5,4214 δ12 = -2,0354 α21 = 2,2621 α11 = -10,6196 δ21 = -2,1908 δ11 =10,5366 α22 = -17,7097 α12 = 98,5522 δ22 = 17,8467 δ12 = -98,4835 α21 = 3,4096 α11 = -3,7600 δ21 = -3,3957 δ11 = 3,9102 α22 = -55,9429 α12 = -12,2828 δ22 = 55,5201 δ12 =12,3334 α21 = -27,4966 α11 = -39,9634 δ21 = 27,5740 δ11 =39,7008 α22 = 30,7032 α12 = 3,0918 δ22 = -30,4751 δ12 = -3,0851 α21 = 3,4868 α11 = -11,1156 δ21 = -3,4796 δ11 =11,0803 α22 = 8,4535 α12 = 4,0087 δ22 = -8,4947 δ12 =-3,9359 α21 = 1,1536 α11 = -10,0503 δ21 = -1,0991 δ11 =9,9632 α22 = 6,0904 α12 = 8,1752 δ22 = -6,1260 δ12 =-8,1159 α21 = -0,8705 α11 = -8,4719 δ21 = 0,8784 δ11 =8,4629 α22 = -65,1844 α12 = -36,7254 δ22 = 64,7606 δ12 =36,6028 Hệ số thống tương quan α21 = 52,1805 δ21 = -52,1451 α22 = -8,0668 δ22 = 8,0727 α21 = 21,7107 δ21 = -21,6376 α22 = 21,2521 δ22 = -21,0558 α21 = 65,8842 δ21 = -65,8504 α22 = -4,0762 δ22 = 4,0187 α21 = -3,0425 δ21 = 3,1008 α22 = 49,2428 δ22 = -49,0349 α21 = -2,4496 δ21 = 2,4370 α22 = -55,6072 δ22 = 55,2408 α21 = 4,7127 δ21 = -4,7135 α22 = -10,9418 δ22 = 11,0553 α21 = -1,2224 δ21 = 1,2603 α22 = -6,7856 δ22 =6,7395 α21 = 2,6235 δ21 =-2,5679 α22 = -12,0526 δ22 =12,0554 α21 = 1,1871 δ21 =-1,1959 α22 = -44,1157 δ22 =43,7656 Dlexrdlgold Dloildlexr Dlexrdloil α11 = -69,9545 δ11 = 69,4498 α12 = 1,9452 δ12 = -1,9474 α11 = 11,0678 δ11 = -11,0693 α12 = -95,3867 δ12 = 95,3870 α11 = -69,9562 δ11 = 69,4517 α12 = -0,9229 δ12 = 0,9176 α21 = -27,0771 δ21 = 26,9824 α22 = -9,2190 δ22 = 9,2203 α21 = -0,3585 δ21 = 0,3624 α22 = 14,0338 δ22 = -14,4048 α21 = 1,1681 δ21 = -1,1162 α22 = -7,5421 δ22 = 7,4578 α11 = -40,3230 δ11 =-40,0587 α12 = -0,7643 δ12 =0,7661 α11 = -9,8945 δ11 =9,8107 α12 = -3,3271 δ12 =3,2888 α11 = -40,2772 δ11 =40,0130 α12 = -0,5379 δ12 =0,5395 α21 = -7,5627 δ21 =40,0587 α22 = -0,7643 δ22 =0,7661 α21 = -1,7355 δ21 =1,7255 α22 = -51,4344 δ22 =51,0816 α21 = -15,0856 δ21 =14,9710 α22 = 14,1256 δ22 =-14,0942