Bài viết tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (TTCK Tp.HCM). Để phát hiện mối quan hệ nhân quả giữa các biến, phân tích thực nghiệm được tiếp cận dựa vào phương pháp phân tích miền tần số. Cơ sở lý thuyết được phân tích và tổng hợp từ những nghiên cứu trước. Dữ liệu phân tích được thu thập theo tháng trong khoảng thời gian từ ngày 01/01/2013 đến ngày 31/12/2018.
Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Nguyễn Quyết Đại học Tài Chính Marketing Mục tiêu viết tìm hiểu mối quan hệ tỷ giá hối đoái, lãi suất giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh (TTCK Tp.HCM) Để phát mối quan hệ nhân biến, phân tích thực nghiệm tiếp cận dựa vào phương pháp phân tích miền tần số Cơ sở lý thuyết phân tích tổng hợp từ nghiên cứu trước Dữ liệu phân tích thu thập theo tháng khoảng thời gian từ ngày 01/01/2013 đến ngày 31/12/2018 Kết phân tích miền tần số tồn mối quan hệ nhân chiều từ lãi suất đến tỷ giá hối đoái trung hạn ngắnhạn Tuy nhiên, kết nghiên cứu không phát mối quan hệ nhân tỷ giá hối đoái số VN-Index; lãi suất VNIndex dài hạn, trung hạn ngắn hạn Từ khóa: Chỉ số giá chứng khốn VN-Index, Miền tần số, Miền thời gian, Lãi suất, Tỷ giá The relationship between exchange rate, interest rate and stock prices in Ho Chi Minh city stock exchange: The domain frequency analysis approach Abstract: The main objective of this paper is to explore the relationship between the exchange rate, interest rate and stock prices in Ho Chi Minh City stock exchange In order to detect the causality relationship between the variables, the empirical analysis is based on the using of the frequency domain analysis The theoretical basis is analyzed and synthesized from previous studies The monthly data were examined for the period 1st January 2013 to 31st December 2018 The results of frequency domain analysis indicate that there is unidirectional the relationship from interest rate to the exchange rate across a medium and short term However, the results not reveal that the causal relationship between the exchange rates and VN-Index; interest rates and VN-Index for the long-term, medium-term and short-term Keywords: VN-Index, Domain frequency, Domain time, Interest rate, Exchange rate Quyet Nguyen Email: nguyenquyet@ufm.edu.vn University of Finance and Marketing Ngày nhận: 16/12/2019 © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X Ngày nhận sửa: 09/01/2019 51 Ngày duyệt đăng: 05/02/2020 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng Số 220- Tháng 2020 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Giới thiệu Tổng quan lý thuyết Việt Nam quốc gia có kinh tế nổi, Chính phủ cần nguồn lực vốn nguồn lực khác nhằm hỗ trợ mục tiêu tăng trưởng Trong đó, TTCK phận quan trọng thị trường vốn kênh tạo hội cho Chính phủ huy động nguồn tài mà không gây áp lực lạm phát Tuy vậy, vai trị tích cực TTCK có phát huy hiệu hay không lại phụ thuộc đáng kể vào mối quan hệ với biến kinh tế vĩ mô khác lãi suất, tỷ giá, lạm phát… Do vậy, hiểu biết mối quan hệ TTCK, tỷ giá hối đoái, lãi suất quan trọng hữu ích nhà hoạch định sách, nhà đầu tư chuyên nghiệp, giúp họ áp dụng sách cách phù hợp dự báo tác động đầy đủ định quản lý điều hành Trong thực tế, phương pháp khác nhau, số học giả nghiên cứu mối quan hệ này, thực nghiệm chủ yếu quốc gia có kinh tế phát triển kết nghiên cứu chưa có đồng thuận (Calvo, 2001; Caraiani, P., 2012) Đối với nước phát triển Việt Nam, nghiên cứu tương tự hạn chế tiếp tục thực nhằm tìm kiếm chứng đáng tin cậy hỗ trợ cho công tác quản lý điều hành 2.1 Tỷ giá hối đoái giá chứng khốn Mục đích viết khảo sát mối quan hệ tỷ giá hối đoái, lãi suất giá chứng khoán TTCK Tp HCM phương pháp phân tích miền tần số Để đạt mục tiêu trên, phần viết trình bày tổng quan sở lý thuyết vấn đề nghiên cứu, phần mô tả phương pháp nghiên cứu, kết thực nghiệm từ phương pháp phân tích miền tần số sau phần kết luận 52 Về mặt lý thuyết có cách để tiếp cận giải thích mối liên hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Thứ nhất, theo tiếp cận Dornbusch Fisher (1980) cho thấy tỷ giá giá chứng khốn có mối quan hệ đồng biến Theo đó, đồng nội địa định giá thấp dẫn đến gia tăng hoạt động xuất khẩu, điều làm cho giá cổ phiếu doanh nghiệp tăng lên Thứ hai, Branson (1983) tiếp cận mơ hình cân danh mục đầu tư tỷ giá cho thấy tỷ giá giá chứng khốn có mối quan hệ nghịch biến Trong mơ hình này, tỷ giá hối đối giữ vai trò điều chỉnh cân cung cầu tài sản Giả sử nhà đầu tư cá nhân nắm giữ tài sản nước nước ngoài, họ muốn nắm giữ nhiều tài sản nước họ bán tài sản nước hấp dẫn, dẫn đến đồng tiền nội địa định giá cao hay tỷ giá giảm, tỷ giá giá chứng khốn có tương quan nghịch Mặt khác, tỷ giá tăng tài sản nước hấp dẫn nhà đầu tư làm cho nhu cầu tiền tăng lên dẫn đến lãi suất tăng Thứ ba, theo Gavin (1989) mô hình tiền tệ khẳng định tỷ giá giá cổ phiếu có mối quan hệ yếu hồn tồn khơng có quan hệ Đồng tiền nước định giá thấp để nâng cao giá trị doanh nghiệp xuất hàng hóa doanh nghiệp sử dụng nhiều chi phí nhập sản phẩm đầu vào, chi phí tăng làm giảm lợi nhuận dẫn đến giá cổ phiếu giảm khơng tăng Cho đến mặt thực nghiệm, mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán nhiều nhà nghiên cứu giải thích, nhiên kết nghiên cứu chưa có thống Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 2020 NGUYỄN QUYẾT chiều ảnh hưởng hai biến Theo Gan, Lee Zhang (2006), Narayan, P.K Narayan, S (2010) cho thấy mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán đồng biến Tuy nhiên, nghiên cứu Ajayi Mougoue (1996) cho thấy giá đồng tiền (phá giá) lại tác động nghịch chiều ngắn hạn dài hạn TTCK Tương tự, Aggarwal (1981) thực nghiên cứu mối liên hệ thay đổi đồng đô la (USD), tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu thị trường Mỹ giai đoạn 1974-1978 với kết ba biến nêu có tương quan thuận mạnh dài hạn Kutty (2010) nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu thị trường Mexico giai đoạn từ tháng 1/1989 tới tháng 12/2006 kết luận có mối liên hệ hai biến ngắn hạn khơng tìm thấy liên hệ dài hạn Trái với kết luận trên, số nghiên cứu thực nghiệm Joseph (2002), Vygodina (2006), Rahman Uddin (2009) cho khơng có mối liên hệ ngắn hạn dài hạn tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu Alagidede cộng (2011) sử dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết nghiên cứu mối liên hệ tỷ giá hối đoái với giá cổ phiếu thị trường Australia, Canada, Japan, Switzerland United Kingdom giai đoạn tháng 01/1992 tới tháng 12/2005 với kết luận khơng có mối liên hệ tỷ giá hối đoái giá cổ phiếu dài hạn 2.2 Lãi suất giá chứng khoán Theo Bernanke Kuttner (2005), lãi suất giá chứng khốn có mối quan hệ nghịch biến Tác giải lập luận quan điểm: Thứ nhất, lãi suất tăng dẫn đến tăng chi phí sản xuất cơng ty, có nguy làm giảm dịng tiền toán cổ tức tương lai; Thứ hai, lãi suất danh nghĩa có xu hướng tăng dẫn đến tăng lãi suất dự kiến, làm cho dịng tiền danh nghĩa tương lai có giá trị cổ đơng; Thứ ba, sách thắt chặt tiền tệ làm tăng phí bảo hiểm vốn chủ sở hữu, nhà đầu tư có xu hướng e ngại đầu tư vào TTCK Đồng quan điểm này, nghiên cứu Campbell (1987), Shanken (1990), Uddin Alam (2007), Leon (2008) khẳng định lãi suất ngân hàng gia tăng giá chứng khoán giảm ngắn hạn Rigobon Sack (2004) dựa nghiên cứu có kết luận tương tự Mặt khác, Zhou (1996) dựa nghiên cứu thực nghiệm phương pháp hồi quy lãi suất ngân hàng giá chứng khoán kết luận lãi suất ngân hàng đóng vai trị quan trọng giá cổ phiếu, đặc biệt dài hạn Wong cộng (2005) nghiên cứu mối liên hệ tiêu vĩ mô với tiêu chứng khoán thị trường Singapore Mỹ giai đoạn tháng 1/1982 đến tháng 12/2002 kiểm định đồng liên kết tìm thấy tác động lãi suất ngân hàng cung tiền đến giá chứng khốn thị trường Singapore, khơng tìm thấy kết luận tương tự thị trường Mỹ Harasty Roulet (2000) kết luận lãi suất, giá cổ phiếu cổ tức có mối liên hệ với dài hạn, nhiên vấn đề tương tự khơng tìm thị trường Italia Arango cộng (2002) nghiên cứu mối liên hệ giá chứng khoán lãi suất liên ngân hàng TTCK Bogota với liệu chuỗi thời gian từ tháng 1/1994 tới tháng 12/2000 cho biết không tồn mối quan hệ hai biến ngắn hạn 2.3 Tỷ giá lãi suất Trong hầu hết mơ hình lý thuyết, tỷ Số 220- Tháng 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 53 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số giá hối đối xác định từ yếu tố kinh tế Sự chênh lệch lãi suất nước nước yếu tố kinh tế quan trọng ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái Về lý thuyết, có quan điểm khác giải thích mối tương quan khác lãi suất tỷ giá hối đối Thứ nhất, mơ hình cân danh mục đầu tư (Branson, 1983; Branson Halttunen, 1979; Branson cộng sự, 1977) cho tỷ giá hối đối lãi suất có mối quan hệ nghịch biến Tài sản trở nên hấp dẫn trường hợp lãi suất nội địa tăng, thúc đẩy nhà đầu tư muốn sở hữu nhiều tài sản Điều dẫn đến đồng nội địa đánh giá cao dẫn đến tỷ giá giảm Thứ hai, theo kết luận trường phái Chicago lãi suất tỷ giá hối đối có tương quan đồng biến Trường phái cho giá hoàn toàn thay đổi, thay đổi lãi suất danh nghĩa phản ánh thay đổi tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (Frankel, 1979) Nếu lãi suất nội địa cao lãi suất giới dẫn đến cầu tiền giảm, đồng nội địa bị định giá thấp, tỷ giá hối đối tăng Ngược lại, theo tiếp cận Keynesian cho lãi suất tỷ giá có mối quan hệ nghịch biến Keynesian lý luận giá khơng linh hoạt, thay đổi lãi suất danh nghĩa cho thấy thay đổi sách tiền tệ (chính sách mở rộng thắt chặt) Nếu gia tăng lãi suất dẫn đến nguyên nhân làm gia tăng dòng vốn từ nước ngồi, tỷ giá giảm Mặt khác, mối quan hệ lãi suất tỷ giá cịn giải thích dựa vào giả thuyết Fisher (1930) Theo giả thuyết này, lãi suất danh nghĩa bao gồm tỷ lệ lạm phát kỳ vọng tỷ lệ lãi suất thực, lãi suất danh nghĩa có mối quan hệ (thuận) trực tiếp với tỷ lệ lạm phát Hay nói cách khác, tăng trưởng cung tiền dài hạn thể mối quan hệ chặt chẽ lãi suất danh nghĩa lạm phát, lãi suất 54 thực số khơng có mối quan hệ với lạm phát Vậy theo giả thuyết này, lãi suất thực có xu hướng tăng lên đồng nội địa định giá cao tỷ giá giảm Tương tự, lạm phát kỳ vọng tăng lên dẫn đến lãi suất danh nghĩa tăng, làm cho đồng nội địa định giá thấp tỷ giá tăng lên Về mặt thực nghiệm, nghiên cứu đánh giá mối quan hệ lãi suất tỷ giá hối đối cho thấy kết khơng thống chí cịn mâu thuẫn Những khác biệt xuất tùy thuộc vào mức lãi suất xem xét (danh nghĩa hay lãi suất thực, ngắn hạn dài hạn…), nhóm quốc gia chọn phân tích (các nước phát triển, phát triển), loại chế độ tỷ giá hối đoái sử dụng, khoảng thời gian xem xét Nghiên cứu Clarida Gali (1994) chứng minh chênh lệch lãi suất nguyên nhân gây thay đổi tỷ giá hối đoái Bautista (2003) đánh giá tương quan tỷ giá hối đoái lãi suất phương pháp GARCH với liệu hàng tuần Philippines từ 1988 đến 2000 Kết cho thấy mối tương quan biến dài hạn Tương tự, Andrieș et al (2014) xem xét mối liên hệ lãi suất, giá cổ phiếu tỷ giá hối đoái Ấn Độ kỳ tháng 7/1997 tháng 12/2010 Kết nghiên cứu kết luận tồn mối quan hệ lãi suất tỷ giá hối đoái ngắn hạn Trái lại, Gould and Kamin (2000) cho thấy khơng tìm thấy quan hệ nhân từ lãi suất đến tỷ giá hối đoái ngắn hạn dài hạn Phương pháp liệu nghiên cứu 3.1 Phương pháp nghiên cứu Breitung Candelon (2006) giới thiệu Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 2020 NGUYỄN QUYẾT phương pháp phân tích tác động nhân My→x(ω) = (6) dựa miền tần số, cách mở rộng kết nghiên cứu Geweke (1982) Feng Yao Hosoya (2000) ước lượng / Yuzo Hosoya (1991) Cho zt = [xt, yt] My→x(ω) = cách thay thành phần vectơ (chuỗi thời gian) hai chiều với t = |ψ12(e-iω)|, |ψ11(e-iω)| phương trình (5) 1,…,T, giả sử zt biểu diễn theo mô ước lượng thu từ mơ hình VAR hình VAR có bậc xác định: Tuy nhiên cách tiếp cạnh phức Θ(L)zt = εt (1) tạp, phù hợp |ψ12(e-iω)| hàm phi Trong đó: tuyến Để khắc phục vấn đề này, Breitung p Θ(L) = I − Θ1(L) − − Θp(L) trễ đa Candelon (2006) dùng Ψ(L) = Θ(L)1 -1 thức với Lkzt = zt-k, E(εt) = (thỏa tính G / chất nhiễu trắng), E(εt, εt ) = ∑ ma trận g 22 Θ12 (L) 22 ψ12 (L) = − xác định dương, ∑-1 = G/G (là ma trận tam (g phần tử Θ (L) giác thu từ phân rã Cholesky), E(ηt, ηt/) = I ηt = Gεt Giả sử zt nằm đường chéo ma trận G-1 dừng biểu diễn thành |Θ(L)| định thức ma trận Θ(L)) để biểu Ψ diễn(L) giả thuyết Ψ12 (L)H0 η1t Φ (L) Φ12 (L) ε1t =Ψ (L)ηt = 11 z t =Φ (L)ε t = 11 pp η pp −−i21 ωiω(L) Ψ-iω Ψθ22 (L)cos(k Φ 21 (L) Φ 22 (L) ε 2t 2tω) ))−−−∑ ψ (e ) = ωω sin(k ψ (e ) = θ cos(k sin(kωω))i=i= 00 |ψ12 cos(k sin(k 12,k ∑θ= ∑θθθ12,k12,k 12(e )| = | ∑ 12,k 12 12,k 12,k = k k 1= kk11 = Φ12 (L) ε1t Ψ (L) Ψ12 (L) η1t =Ψ (L)ηt = 11 (2) ω)i| = (7) Φ 22 (L) ε 2t Ψ 21 (L) Ψ 22 (L) η2t Trong đó: Như điều kiện cần đủ để |ψ12(e-iω)| = p p Φ(L) = Θ1(L)-1 ; Ψ(L) = Φ(L)-1G-1 Theo − iω (e ) = θ cos(k ω ) − θ12,k sin(k ω) i= biểu diễn hàm mật độ phổ ψ θ cos(k ω) = (8), ∑ ∑ 12 12,k 12,k = k 1= k p p biến xt biểu diễn sau − iω ψ (e ) = θ cos(k ω ) − θ12,k sin(k(9) ω) i= (theo biến đổi Fourier ngược): θ12,k sin(k ω) = ∑ ∑ 12 12,k = k 1= k 2 (3) f x (ω ) = ψ11 (e − iω ) + ψ12 (e − iω ) 2π Đặt aj = θ11,j, bj = θ12,j phương trình VAR Theo Geweke (1982) Yuzo Hosoya xt viết lại: (1991) mối quan hệ nhận hai biến xt = a1xt-1 + + apxt-p + β1yy-1 + + βpyy-p + x, y định nghĩa: ε1t (10) 2πf X (ω) M y→ x (ω) =log (4) Khi giả thuyết My→x(ω) = tương đương ψ (e − iω ) với mơ hình tuyến tính 11 ψ (e − iω ) 12 (5) H0: R(ω)β = (11) ω) log 1 + M y→ x (= ψ (e − iω ) 11 Trong đó: β = [β1, , βp]/ -iω Nếu |ψ12(e )| = My→x(ω) = nghĩa cos(ω) cos(2ω) cos(p ω) R(ω) = y x khơng có mối quan hệ nhân (12) sin(ω) sin(2ω) sin(p ω) ω Để kiểm định giả thuyết y không ảnh hưởng lên x tần số ω giả thuyết H0 (11) có phân phối F(2, T-2p) với ω∈ ω (0, π π) ) { } Số 220- Tháng 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 55 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Vậy, mục đích phương pháp phân tích miền tần số (phân tích phổ) phân tách tính biến thiên chuỗi thời gian thành tín hiệu chu kỳ (periodic signals) để từ xác định tần số quan trọng góp phần vào dao động biến (Geweke, 1984) 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Để xem xét mối quan hệ lãi suất, tỷ giá giá chứng khoán, nghiên cứu sử dụng số liệu chuỗi thời gian Các biến số kinh tế vĩ mô thống kê thường xuyên hàng tháng từ tháng 1/2013 đến 12/2018 từ liệu thống kê tài (IFS) Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) ngoại trừ số VNIndex thu thập từ Sở giao dịch chứng khốn Tp.Hồ Chí Minh Trong đó, biến định nghĩa sau: - Biến lãi suất (laisuat) lãi suất theo tháng; - Biến tỷ giá hối đoái (tygia) tỷ giá VND/ USD ngày cuối tháng; - Chỉ số VN-Index số đóng cửa ngày cuối tháng Lý nghiên cứu sử dụng liệu tháng hầu hết biến vĩ mơ Việt Nam thu thập theo hàng tháng Nhằm giảm bớt biến động chuỗi liệu (làm trơn), tất liệu lấy logarit tự nhiên trước đưa vào phân tích Mặt khác, kết phân tích tương quan biến cho thấy tỷ giá VN-Index có tương quan thuận chặt (0,8459), tỷ giá lãi suất có tương quan nghịch yếu (-0,6508) 4.2 Kiểm định tính dừng Nelson Plosser (1982) cho hầu hết chuỗi thời gian không dừng bậc I(0), trước phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay khơng Tính dừng chuỗi liệu thời gian có ý nghĩa định hiệu phương pháp ước lượng sử dụng Nếu chuỗi thời gian khơng dừng giả định phương pháp OLS (Ordinary Least Square) không thỏa mãn Theo đó, kiểm định t Bảng Thống kê mơ tả laisuat tygia vnindex Trung bình 6,618 21.781,020 675,530 Giá trị lớn 9,000 22.783,040 1.146,140 Giá trị nhỏ 6,500 20.828,000 454,490 Độ lệch chuẩn 0,526 617,967 178,492 Độ lệch 3,114 -0,074 1,055 Độ nhọn 13,507 1,652 3,041 Quan sát 72 72 4.1 Phân tích mơ tả mẫu laisuat 1,000 tygia -0,651 1,000 Kết Bảng cho thấy mẫu phân tích có 72 quan sát (từ tháng 01/2013 đến vnindex -0,551 0,846 Kết nghiên cứu 56 tháng 12/2018) Trong giai đoạn lãi suất thấp 6,5%, cao 9,000% bình quân 6,618%, tỷ giá trung bình 21.781,020 (VNĐ/USD) số VNIndex bình quân 675,530 Trong ba biến nghiên cứu, tỷ giá có phân phối lệch trái (vì hệ số độ lệch âm) tỷ giá biến động lớn so với hai biến cịn lại (vì có độ lệch chuẩn lớn) Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 2020 72 1,000 Nguồn: Kết xử lý liệu NGUYỄN QUYẾT kiểm định F khơng có hiệu lực (Chrish, 2008) Kiểm định thơng dụng sử dụng để xem xét tính dừng chuỗi thời gian kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) Augment Dickey-Fuller (ADF) giới thiệu lần đầu vào năm 1979 với mơ sau: a Mơ hình 1: Khơng có xu p ÄYt ==αá 0++βY âYt-i ++ ∑ ρñiΔY ÄYt-i ++ εãT(13) + åt ΔY t t-i i t-i t i=1 chuỗi xem xét không dừng ngược lại Kết Bảng cho biết, xét chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), có chuỗi lãi suất (laisuat) dừng, chuỗi cịn lại khơng dừng hai trường hợp có xu khơng có xu Đối với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết chuỗi dừng trường hợp khơng có xu có xu 4.3 Xác định bậc trễ thích hợp b Mơ hình 2: Có xu p ÄYt ==αá 0++βY âYt-i ++ ∑ ρñiΔY ÄYt-i++γT ãT++εå t(14) ΔY t t-i i t-i t i=1 Trong đó: ∆ sai phân bậc nhất, εt phần dư (thỏa tính chất nhiễu trắng- white noise) T biến xu Giả thuyết kiểm định: H0: β = H1: β ≠ Nếu giả thuyết H0 chấp nhận Yt có nghiệm đơn vị, kết luận Trong phân tích liệu chuỗi thời gian, việc xác định bậc trễ phù hợp có ý nghĩa đặc biệt quan trọng Nếu bậc trễ dài ước lượng khơng hiệu quả, ngược lại q ngắn phần dư ước lượng khơng thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết phân tích Để chọn bậc trễ tối ưu, người ta thường vào tiêu chuẩn AIC (Akaike information criterion), SBIC Bảng Kết kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) Kiểm định ADF Biến Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc Khơng có xu Có xu Khơng có xu Có xu laisuat -5.757*** -5.438*** -8.683*** -9.487*** tygia -0.248 -2.275 -7.636*** -7.580*** vnindex -0.771 -1.820 -6.997*** -6.945*** Dấu (***) mức ý nghĩa thống kê 1% Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata Bảng Kết xác định bậc trễ thích hợp Lag LL LR df 561.256 647.747 172.98* 0.000 1.2e-12* -18.9775* -18.8213* -18.5826* 649.468 3.4425 0.944 1.4e-12 -18.7602 -18.4868 -18.0692 657.316 15.695 0.074 1.5e-12 -18.7258 -18.3352 -17.7387 659.482 4.3332 0.888 1.8e-12 -18.5219 -18.014 -17.2385 Dấu (*) tiêu chuẩn có bậc trễ tối ưu P FPE AIC HQIC SBIC 1.2e-11 -16.6644 -16.6253 -16.5656 Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata Số 220- Tháng 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 57 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Bảng 4: Kết phân tích miền tần số Miền tần số Giả thuyết H0 Trung hạn Miền thời Dài hạn gian ω = 0.01 ω = 0.05 ω = 1.0 ω = 1.5 laisuat ≠> tygia 0.1242 2.5167 2.5218 4.6877** 5.0205** 5.0394** 5.0259** tygia ≠> laisuat 0.4071 0.1421 0.1421 0.1312 0.0696 0.0210 0.0273 laisuat ≠> vnindex 1.8576 1.7689 1.7691 2.1320 2.2494 2.2796 2.2887 vnindex ≠> laisuat 0.0040 1.4766 1.4761 1.0564 0.2270 0.2508 0.5269 tygia ≠> vnindex 1.7968 3.8514 3.8506 3.1853 1.4745 0.9368 1.4850 vnindex ≠ 0.0050 2.5783 2.5782 2.1702 0.6540 0.1098 0.3692 Dấu (**) mức ý nghĩa thống kê 10% (Schwart bayesian information criterion) HQIC (Hannan quinn information criterion) Theo AIC, SBIC HQIC, bậc trễ tối ưu lựa chọn bậc trễ có số nhỏ Kết thống kê cho thấy tiêu chuẩn AIC, SBIC HQIC cho kết bậc trễ thích hợp dùng phân tích bậc 4.4 Phân tích miền tần số Bảng trình bày kết kiểm định quan hệ nhân hai phương pháp: miền thời gian miền tần số với tần số ω (0,ππ) ω∈ (0, ) từ tần số dễ dàng suy chu kỳ T = 2π / ω (tháng) Kết phân tích phương pháp miền thời gian khơng tìm thấy mối quan hệ nhân biến nghiên cứu Tuy nhiên, phương pháp phân tích miền tần số rõ mối quan hệ nhân biến giai đoạn; ngắn hạn tần số ω > (khoảng tháng), trung hạn tần số < ω < 1.5 (từ đến tháng); dài hạn tần số ω < 0.05 (khoảng 125 tháng) Xét mối quan hệ nhân lãi suất tỷ giá, dài hạn, giả thuyết H0 không bị bác bỏ, nghĩa lãi suất không ảnh hưởng đến 58 Ngắn hạn ω = 2.0 ω = 2.5 Nguồn: Kết xử lý liệu từ Stata tỷ giá Ngược lại, thời kỳ trung hạn ngắn hạn lãi suất ảnh hưởng lên tỷ giá giả thuyết H0 bị bác bỏ (với mức ý nghĩa 10%) Lý luận tương tự đến kết luận rằng, kết nghiên cứu không tìm thấy quan hệ nhân biến lãi suất số VN-Index; tỷ giá số VN-Index ngắn hạn, trung hạn dài hạn Kết luận Mục tiêu viết ứng dụng phương pháp phân tích miền tần số để khảo sát mối quan hệ nhân biến tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu TTCK Tp.HCM Kết nghiên cứu lãi suất ảnh hưởng lên tỷ giá ngắn hạn trung hạn, không tồn mối quan hệ nhân hai biến dài hạn Kết nghiên cứu chứng quan trọng giúp quan nhà nước có sở xây dựng, điều hành sách lãi suất, tỷ giá hối đoái cách hợp lý hiệu Hơn nữa, doanh nghiệp xuất nhập khẩu, nhà đầu tư, kết nghiên cứu có ý nghĩa việc định hướng chiến lược hoạt động, đa dạng hóa danh mục đầu tư để ứng phó với vấn đề biến động lãi suất tỷ Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 2020 NGUYỄN QUYẾT giá ngắn hạn trung hạn Mặt khác, phương pháp Ganger (1969), dựa vào miền thời gian kết hợp với phương trình hồi quy để phân tích mối quan hệ nhân ứng với độ trễ xác định, qua thấy tác động tức thời biến, phân tích miền tần số có ưu điểm vượt trội ứng với tần số cụ thể, nhà nghiên cứu biết mối quan hệ nhân tần số Do phương pháp khoa học đáng tin cậy hỗ trợ việc định sách ngắn hạn, trung hạn dài hạn Hạn chế nghiên cứu Tương tự nghiên cứu khác, nghiên cứu tồn hạn chế định mà nghiên cứu tương lai cần phải hoàn thiện, khắc phục Thứ nhất, phương pháp nghiên cứu mối quan hệ nhân biến ngắn hạn, trung hạn dài hạn chưa minh chứng chiều hướng tác động chúng (nghịch biến hay đồng biến) Thứ hai, quy mơ nghiên cứu cịn tương đối hẹp, nghiên cứu khảo sát liệu từ TTCK Tp.HCM chưa đề cập tới TTCK Hà Nội Do đó, vấn đề gợi hướng nghiên cứu tương lai, cần kết hợp linh hoạt với phương pháp nghiên cứu khác, mở rộng quy mô lớn để lần kiểm chứng lại kết giải vấn đề hạn chế cách đầy đủ ■ Tài liệu tham khảo Andrieș, A.M., Ihnatov, I., Tiwari, A.K., (2014) Analyzing time-frequency relationship between interest rate, stock price and exchange rate through continuous wavelet Economic Model, 41, 227-238 Aggarwal, R., (1981) Exchange rates and stock prices: A Study of the US Capital Markets under Floating Exchange Rates Akron Business and Economic Review, 12, 7-12 Ajayi, R.A and Mougoue, M (1996) On the Dynamic Relation between Stock Prices and Exchange Rates The Journal of Financial Research, 19, 193-207 Arango, L.E., Gonzalez, A and posada, C.E (2002) Returns and Interest Rate: A Nonlinear Relationship in the Bogota Stock Market Applied Financial Economics, 12(11), 835-842 Bautista, C.C., (2003) Interest rate-exchange rate dynamics in the Philippines: a DCC analysis Applied Economics Letters, 10, 107-111 Bernanke, B.S., and K.N Kuttner (2005) What Explains the Stock Market’s Reaction to Federal Reserve Policy? Journal of Finance, 3, 1221-1257 Branson, W.H., Halttunen, H., Masson, P., (1977) Exchange rates in the short run: the Dollar-Deutschemark rate, European Economic review, 10, 303-324 Branson, W.H., Halttunen, H., (1979) Asset-market determination of exchange rates: Initial empirical and policy results In: Martin, J.P., Smith, A (Eds.), Trade and Payments Adjustment under Flexible Exchange Rates Macmillan, London Branson, W.H (1983) Macroeconomic determinants of real exchange risk In R.J Herring (ed) Managening Foreign Exchange Risk Chapter Cambridge Cambridge University Press 10 Breitung, J and B Candelon (2006) Testing for short- and long-run causality: A frequency domain approach, Journal of Econometrics, 132, 363-379 11 B Schelter, M Winterhalder and J Timmer (eds.) (2006) Handbook of Time Series Analysis Wiley: 437-460 12 Calvo, G.A., (2001) Capital markets and the exchange rate, with special reference to the dollarization debate in Latin America J Money Credit Bank, 33(2), 312-334 13 Campbell, J.Y (1987) Stock Returns and the Term Structure Journal of Financial Economics, 18, 373-399 14 Cheng, B.S., (1999) Beyond the purchasing power parity: testing for cointegration and causality between exchange rates, prices, and interest rates Journal of Internatinal Money and Finance, 18, 911-924 15 Ciner, C (2011b) Eurocurrency interest rate linkages: A frequency domain analysis International Review of Economics & Finance, 20(4), 498-505 16 Clarida, R., Gali, J., (1994) Sources of real exchange-rate fluctuations: How important are nominal shocks? Carnegie-Rochester Conf Ser Public Policy, 41, 1-56 Số 220- Tháng 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 59 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số 17 Ding, M., Y Chen and S.L Bessler (2006) Granger Causality: Basic Theory and Application to Neuroscience Wiley-VCH Verlage, 451-474 18 Dornbusch, R and Fischer, S (1980) Exchange rates and the current account The American Economic Review, 70(5), 960-971 19 Frankel, J A (1979) A Theory of floating exchange rates based on real interest differentials The American Economic Review, 69(4), 610-622 20 Gan, C., Lee, M., Young, H.W.A and Zhang, J (2006) Macroeconomic variables and stock market new zealand evidence Investment Interactions: Management and Financial Innovations, 3(4), 89-101 21 Gavin, M (1988) The Stock Market and Exchange rate Dynamic Journal of International Money and Finance, 8(2), 181-200 22 Geweke, J (1982) Measurement of linear dependence and feedback between multiple time series Journal of the American Statistical Association, 77, 304-313 23 Geweke, J F (1984) Measures of conditional linear dependence and feedback between time series Journal of the American Statistical Association, 79, 907-915 24 Gould, D M ve Kamin, S B (2000) The Impact of monetary policy on exchange rates during financial crises International Finance Discussion Papers, 669, 1-51, 25 Granger, C W J (1969) Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods Econometrica, 37, 424-438 26 Harasty, H and Roulet, J (2000) Modeling stock market returns Journal of Portfolio Management, 26(2), 33-46 27 Hosoya, Y (1991) The decomposition and measurement of the interdependency between second-order stationary processes Probability Theory and Related Fields, 88, 429-444 28 Joseph, N.L., (2002) Modeling the impacts of interest rate and exchange rate changes on uk stock returns Derivatives Use, Trading and Regulation, 7(4), 306-323 29 Kutty, G (2010) The Relationship between Exchange Rates and Stock Prices: The Case of Mexico North American Journal of Finance and Banking Research, 4(4), 1-12 30 Leon, N.K (2008) The effects of interest rates volatility on stock returns and volatility: Evidence from Korea International Research Journal of Finance and Economics, 14, 285-290 31 Narayan, K.P and Narayan, S (2010) Modelling the impact of oil prices on Vietnam’s stock prices Applied energy, 87(1), 356-361 32 Rahman, Md L and Uddin, J (2009) Dynamic relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from Three South Asian Counties International Business Research, 2(2), 167-174 33 Rigobon, R and Sack, B (2004) The Impact of Monetary Policy on Asset Price Journal of Monetary Economics, 51, 1553-1575 34 Strauss, J ve Terrell, D (1995) Cointegration tests of the fisher hypothesis with variable trends in the World Southern Economic Journal, 61(4), 1047-56 35 Shanken, J (1990) Intertemporal asset pricing Journal of Econometrics, 45, 99-120 36 Uddin, M.G.S and Alam, M.M (2007) The impacts of interest rate on stock market: Empirical evidence from Dhaka Stock Exchange South Asian Journal of Management and Sciences, 1(2), 123-132 37 Vygodina, A.V., (2006) Effects of size and international exposure of the us firms on the relationship between stock prices and exchange rates Global Financial Journal, 17, 214-223 38 Wong, W-K., Khan, H and Du, J (2005) Money, interest rate and stock prices: New Evidence from Singapore and the United States Graduate School for Global Leaders, Working Paper, No 007 39 Zhou, C (1996) Stock market fluctuations and the term structure Board of governors of the federal reserve system, Finance and economics discussion Series, 03 60 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 2020 .. .Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Giới thiệu Tổng quan lý thuyết Việt... Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 55 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khốn thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số Vậy, mục đích phương. .. Stata Số 220- Tháng 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 57 Mối quan hệ tỷ giá, lãi suất giá cổ phiếu Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần