Bằng chứng mới về tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán tại Việt Nam

Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế Kinh doanh Châu Á Năm thứ 29, Số (2018), 40–62 www.jabes.ueh.edu.vn Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế Kinh doanh Châu Á http://www.emeraldgrouppublishing.com/services/publishing/jabes/index.htm Bằng chứng tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khốn Việt Nam HUỲNH THÁI HUY a THƠNG TIN TÓM TẮT Ngày nhận : 22/04/2018 Hầu hết nghiên cứu trước mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán thường giả định điều chỉnh đối xứng hai biến số Mục đích nghiên cứu nhằm kiểm chứng diện tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán Việt Nam Sử dụng liệu theo tháng, giai đoạn tháng 01/2001– 01/2017 phương pháp NARDL, kết khẳng định tồn quan hệ đồng liên kết biến số, gồm: Giá chứng khoán, thành phần dương âm tỷ giá hối đoái, cung tiền lạm phát Thêm vào đó, kết giá chứng khốn phản ứng bất đối xứng trước tăng giá giảm giá nội tệ; dài hạn, tác động tăng giá nội tệ lên giá chứng khoán mạnh tác động giảm giá nội tệ Ngày nhận lại : 11/05/2018 Duyệt đăng : 15/06/2018 Mã phân loại JEL: G19; P44; O24 Từ khóa: Thị trường chứng khoán; Thị trường ngoại hối; Bất đối xứng; NARDL Keywords: Stock market; Foreign exchange market; Asymmetry; NARDL Abstract Most of the previous studies on the relationship between exchange rates and stock prices have assumed that the adjustment in two variables is symmetrical This paper aims at investigating the asymmetric effects of exchange rate changes on stock prices in VN Based on the monthly data in 01/2001–01/2017 and adopting the nonlinear autoregressive distributed lag (NARDL) approach, the paper demonstrates the presence of cointegration among the variables including stock prices, positive and negative elements of exchange rates, money supply and inflation Besides, the results reveal that stock prices make a significantly asymmetric response to currency appreciation and depreciation; in addition, currency appreciation has more considerable impacts on stock prices in the long run than the depreciation does huycan830@gmail.com Trích dẫn viết: Huỳnh Thái Huy (2018) Bằng chứng tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khốn Việt Nam Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế Kinh doanh Châu Á, 29(2), **–** a Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Giới thiệu Mối liên kết thị trường ngoại hối thị trường chứng khốn đóng vai trị quan trọng việc phát triển kinh tế thông qua định đầu tư Mối quan hệ tỷ giá giá chứng khốn hai chiều Có hai cách tiếp cận để giải thích mối quan hệ này, gồm: (1) Cách tiếp cận thị trường hàng hóa Dornbusch Fisher (1980); (2) Cách tiếp cận cân danh mục Branson (1983), Frankel (1983) Theo cách tiếp cận thị trường hàng hóa, thay đổi tỷ giá ảnh hưởng đến giá chứng khoán Đồng nội tệ giảm giá làm hàng hóa xuất trở nên rẻ hơn, cải thiện tính cạnh tranh hàng hóa thị trường, gia tăng lợi nhuận giá cổ phiếu doanh nghiệp xuất khẩu, từ hình thành mối quan hệ chiều tỷ giá giá chứng khoán (Bahmani-Oskooee & Sohrabian, 1992; Tian & Ma, 2010) Mặt khác, cách tiếp cận cân danh mục phát biểu thay đổi giá chứng khốn ảnh hưởng đến tỷ giá thơng qua q trình điều chỉnh danh mục đầu tư Theo đó, nhà đầu tư đầu tư nhiều vào thị trường nước có gia tăng giá chứng khốn, làm tăng cầu nội tệ thúc đẩy hành vi bán tài sản nước ngồi Giá chứng khốn tăng làm tăng cải công chúng, kéo theo gia tăng cầu tiền, buộc lãi suất tăng lên, thu hút nhà đầu tư nước ngồi đầu tư vào nhằm tối đa hóa lợi nhuận Kết đồng nội tệ định giá cao so với ngoại tệ, thể mối quan hệ ngược chiều giá chứng khoán tỷ giá hối đoái (Kutty, 2010; Tsai, 2012) Trong thực tế, mối quan hệ biến số vĩ mô hầu hết phi tuyến (Granger, 1969), quan hệ tỷ giá hối đối giá chứng khốn khơng phải ngoại lệ, minh chứng thất bại mơ hình tỷ giá hối đối tuyến tính Meese Rogoff (1983) Thêm vào đó, nghiên cứu Enders Silkos (2001) cung cấp chứng điều chỉnh bất đối xứng biến số vĩ mô trạng thái cân dài hạn Các lập luận thúc đẩy việc mở rộng nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến điều chỉnh bất đối xứng thay đổi tỷ giá giá chứng khoán Các nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá giá chứng khoán thị trường Việt Nam như: Huỳnh Thế Nguyễn Nguyễn Quyết (2013), Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2015) tập trung vào mối quan hệ đối xứng hai biến Tuy nhiên, giả định không hẳn mà nghiên cứu thực nghiệm gần cho thấy diện quan hệ bất đối xứng thay đổi tỷ giá giá chứng khoán quốc gia khu vực Đông Nam Á, nơi theo đuổi sách tỷ giá thả có kiểm sốt, Malaysia (Cheah & cộng sự, 2017); hay sách neo tỷ giá biên độ, Singapore (Bahmani-Oskooee & Saha, 2018) Các kết gợi mở khả tồn mối quan hệ bất đối xứng tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Việt Nam, hàm ý phản ứng giá chứng khoán tỷ giá tăng khác so với tỷ giá giảm, hướng lẫn mức độ Sự thiếu sót đề cập mối quan hệ bất đối xứng hai biến số trước dẫn đến sai lầm dự báo biến động thị trường, làm suy giảm tính hiệu định đầu tư Do đó, nhằm lấp vào khoảng trống nghiên cứu, tác giả tiến hành kiểm tra diện hiệu ứng bất đối xứng thay đổi tỷ giá hối đoái giá chứng khoán thị trường Việt Nam thông qua phương pháp tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL) đề xuất Shin cộng (2014) Các phần nghiên cứu bao gồm: Phần giới thiệu sơ lược nghiên cứu trước liên quan mối quan hệ tỷ giá giá chứng khốn; phần trình bày phương pháp, liệu nghiên cứu; phần trình bày kết phân tích; cuối cùng, phần đưa kết luận hàm ý sách 41 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Cơ sở lý thuyết 2.1 Các nghiên cứu trước tác động đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán Tỷ giá hối đoái trở thành nhân tố quan trọng định tình trạng sức khoẻ kinh tế, tác nhân thúc đẩy dịng chảy vốn thương mại quốc tế, yếu tố thiếu để giải thích biến động thị trường chứng khốn (Sinha & Kohli, 2015) Các nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ tỷ giá giá chứng khoán tiến hành từ lâu Một số nghiên cứu nhằm xác định quan hệ nhân hai biến số, điển hình như: Bahmani-Oskooee Sohrabian (1992), Lean cộng (2005), Lin (2012)… số khác lại cố gắng giải thích quan hệ dài hạn tác động ngắn hạn thông qua quan hệ đồng liên kết như: Nieh Lee (2001), Tuncer Turaboglum (2014), Türsoy (2017)… Bảng trình bày tóm tắt số nghiên cứu trước mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Điểm chung nghiên cứu giả định tỷ giá hối đoái tác động đối xứng lên giá chứng khoán, tức đồng nội tệ giảm giá làm tăng giá chứng khoán, đồng nội tệ tăng giá dẫn đến kết ngược lại (mức độ tác động nhau) Bảng Các nghiên cứu trước mối quan hệ đối xứng tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết BahmaniOskooee Sohrabian Mỹ 1973–1988 Đồng liên kết EngleGranger, nhân Granger EX Khơng có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Tồn mối quan hệ nhân hai chiều ngắn hạn tỷ giá giá chứng khoán Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh, Mỹ 1993–1996 Engle-Granger hai bước, ECM, đồng liên kết Johansen EX Khơng có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Tồn quan hệ ngắn hạn ngày Bangladesh, Sri Lanka, Ấn Độ, Pakistan 1995–2001 Engle-Granger hai bước, đồng liên kết Johansen EX Khơng có quan hệ cân dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Tỷ giá tác động giá chứng khoán Ấn Độ Sri Lanka, khơng có chứng Pakistan Bangladesh Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, 1991–2002 Đồng liên kết dựa vào OLS, nhân Granger EX Khơng có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán trước khủng hoảng châu Á năm (1992) Nieh Lee (2001) Smyth Nandha (2003) Lean cộng (2005) 42 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết 1997 Trước khủng hoảng này, trừ Philippines Malaysia, khơng có chứng quan hệ nhân Granger tỷ giá giá chứng khoán Thái Lan, Malaysia, Singapore, Philippines Đài Loan, Nhật Bản 1991–2005 Đồng liên kết Johansen, nhân Granger EX Khơng có mối quan hệ dài hạn ba biến số: Giá chứng khoán hai nước với tỷ giá niêm yết NTD/n Khơng có quan hệ ngắn hạn hai biến số: Tỷ giá niêm yết NTD/Yên với giá chứng khoán Đài Loan Nhật Bản Malaysia 1990–2005 MS-VAR phi tuyến, đồng liên kết Johansen EX Khơng có quan hệ dài hạn thay đổi số chứng khoán thay đổi tỷ giá hối đoái 2003–2008 Đồng liên kết Johansen, nhân Granger EX (2009) Bangladesh, Pakistan, Ấn Độ Khơng có mối quan hệ dài hạn nhân tỷ giá giá chứng khoán Kutty Mexico 1989–2006 Đồng liên kết EngleGranger, nhân Granger EX Không có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Giá chứng khoán tác động nhân lên tỷ giá ngắn hạn Trung Quốc 1991–2009 VAR, GARCH đa biến, đồng liên kết Johansen EX Khơng có quan hệ cân dài hạn ổn định tỷ giá thực đa phương giá chứng khoán Trung Quốc 1995–2009 ARDL EX M INF IPI Khơng có quan hệ đồng liên kết tỷ giá số chứng khoán Shanghai trước thời điểm tự hóa tài năm 2005 Sau thời điểm năm 2005, đồng liên kết xuất Cung tiền tỷ giá tương quan dương với giá chứng khoán Yau Nieh (2006) Ismail Isa (2009) Rahman Uddin (2010) Zhao (2010) Tian Ma (2010) 43 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết Alagidede cộng Úc, Canada, Switzerland, Anh, Nhật Bản 1992–2005 Đồng liên kết Johansen SaikkonenLutkepohl, nhân HiemstraJones phi tham số EX Khơng có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Tồn mối quan hệ nhân từ tỷ giá đến giá chứng khoán Anh, Canada, Switzerland Quan hệ nhân yếu từ giá chứng khoán đến tỷ giá Switzerland Hồng Kông, Hàn Quốc, Indonesia, Nhật Bản, Malaysia, Singapore, Philippines, Thái Lan 1990–2005 Đồng liên kết Panel LM, nhân Granger, đồng liên kết GregoryHansen EX Có chứng cho quan hệ cân dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Ai Cập, Ả rập Saudi, Oman, Kuwait 1994–2006 Đồng liên kết Johansen EX OIL Trước cú sốc giá dầu năm 1999, không tồn đồng liên kết biến số Sau thời điểm năm 1999, đồng liên kết xuất biến số Ai Cập, Oman Ả rập Saudi Ai Cập, Iran, Jordan, Ả rập Saudi, Oman Kuwait 2004–2010 Đồng liên kết Johansen, nhân Granger EX IR INF OIL Tồn quan hệ đồng liên kết dài hạn biến số Trước khủng hoảng năm 2008, tồn quan hệ nhân hai chiều tỷ giá giá chứng khoán ngắn hạn dài hạn Ai Cập, Iran Oman Singapore, Thái Lan, Malaysia, Philippines, Hàn Quốc, Đài Loan 1992–2009 Hồi quy phân vị EX Tỷ giá giá chứng khoán tương quan âm tỷ giá đạt mức cao thấp mức Mối quan hệ tùy thuộc điều kiện thị trường (2011) Lean cộng (2011) Chortareas cộng (2011) Parsva Lean (2011) Tsai (2012) 44 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết Kollias cộng Khu vực châu Âu 2002–2008 Đồng liên kết Rolling, nhân Granger Rolling EX Khơng có quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Trong thời kỳ khủng hoảng, lợi nhuận cổ phiếu tác động lên tỷ giá Namibia 1998–2009 VECM EX IR M INF GDP Lạm phát lãi suất quan hệ ngược chiều với giá chứng khoán Sản lượng thực, cung tiền quan hệ chiều với giá chứng khoán Nigeria 2001–2009 Mơ hình tự hồi quy CochranOrrcutt EX INF IR Tỷ giá giá chứng khoán tương quan ngược chiều Mối quan hệ giá chứng khoán lãi suất khơng có ý nghĩa thống kê Ấn Độ, Indonesia, Hàn Quốc, Philippines, Đài Loan, Thái Lan 1986–2010 ARDL, nhân Granger EX IR Mối quan hệ đồng liên kết nhân ngắn hạn tỷ giá hối đoái giá chứng khoán mạnh giai đoạn khủng hoảng Việt Nam 2007–2012 VAR, phân rã phương sai, nhân Granger EX IR Lãi suất tỷ giá tác động đến giá cổ phiếu Tồn mối quan hệ nghịch chiều từ tỷ giá hối đoái bậc trễ đến giá cổ phiếu Tỷ giá nhân tố giải thích 100% biến động giá cổ phiếu tháng Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, New Zealand, Hàn Quốc, Thái Lan, Úc 2006–2008 Đồng liên kết Engle-Granger EX Không tồn mối quan hệ dài hạn tỷ giá giá chứng khoán (2012) Eita (2012) Inegbedion (2012) Lin (2012) Huỳnh Thế Nguyễn Nguyễn Quyết FR (2013) Abidin cộng (2013) 45 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết Boonyanam Thái Lan 1999–2012 Đồng liên kết đa biến, phân rã phương sai, VECM EX INFM IR Tồn mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán biến tiền tệ Trong ngắn hạn, cung tiền lãi suất tác động đến số giá chứng khoán Thổ Nhĩ Kỳ 1990–2008 Đồng liên kết Johansen, VEC EX IR GDP Tồn mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán biến Việt Nam 2001–2013 ARDL EX INFM IRs Bằng chứng không mạnh mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán biến số vĩ mơ Tỷ giá hối đối, lạm phát loại lãi suất tác động tiêu cực đến giá chứng khoán cung tiền tác động tích cực Đài Loan 1980–2014 OLS, ARDL kết hợp hồi quy phân vị EX Theo phương pháp OLS, không tồn quan hệ cân dài hạn nhân ngắn hạn tỷ giá giá chứng khoán Theo phương pháp ARDL, tồn mối quan hệ cân dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Kenya 1996–2011 Đồng liên kết Engle-Granger EX Không tồn mối quan hệ dài hạn tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Tương quan âm yếu hai biến số Brazil, Chile, Argentina, Jamaica, Trinidad Tobago, Mexico 2002–2012 ARDLGARCH EX IR FR Bằng chứng không mạnh mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán biến Jamaica, Trinidad, Tobago, Argentina Brazil Không tồn quan hệ dài hạn biến số Chile Mexico (2014) Tuncer Turaboglu (2014) Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2015) Hsu (2016) Nyongesa Muchoki (2016) Haughton Iglesias (2017) 46 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết Türsoy Thổ Nhĩ Kỳ 2001–2016 ARDL, nhân Granger EX Tồn mối quan hệ đồng liên kết dài hạn tỷ giá giá chứng khoán Trong dài hạn, giá chứng khoán tỷ giá tác động hai chiều Ấn Độ, Nhật Bản, Trung Quốc 2008–2016 Đồng liên kết Johansen, PMG, nhân Granger EX INF Không tồn quan hệ đồng liên kết tỷ giá giá chứng khoán Ấn Độ Trung Quốc Tỷ giá tác động tích cực có ý nghĩa lên tỷ giá ngắn hạn dài hạn Quan hệ lạm phát giá chứng khốn khơng có ý nghĩa ngắn hạn dài hạn Ghana 2000 ARDL EX INF Bằng chứng không mạnh mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán, tỷ giá lạm phát Lạm phát tác động tiêu cực đến giá chứng khoán dài hạn Tỷ giá tác động tích cực đến giá chứng khốn ngắn hạn dài hạn (2017) Megaravalli SampagNaro (2018) Kwofie Ansah 2013 (2018) Ghi chú: EX: Tỷ giá hối đoái, INF: Lạm phát, IR: Lãi suất, M: Cung tiền, GDP: Tổng sản phẩm quốc nội, FR: Dự trữ ngoại hối, OIL: Giá dầu, IPI: Chỉ số sản xuất công nghiệp 2.2 Tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán Thực tế cho thấy giả định tính đối xứng mối quan hệ tỷ giá giá chứng khốn khơng hoàn toàn đúng, minh chứng thất bại chứng thiếu thuyết phục mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính dài hạn hai biến số hầu hết nghiên cứu trình bày Bảng Các nghiên cứu thực nghiệm gần tăng giá giá nội tệ tác động lên giá chứng khoán khác độ lớn hướng thay đổi (Bahmani-Oskooee & Saha, 2015; Cheah & cộng sự, 2017; Alimi & Adediran, 2018) Điều tổng số gia tăng giá chứng khoán nội tệ giảm giá (theo cách tiếp cận thị trường) khơng với tổng số suy giảm giá chứng khoán nội tệ tăng giá, đó, tác động thay đổi tỷ giá lên giá chứng khốn bất đối xứng Giải thích cho hiệu ứng bất đối xứng tỷ giá hối đoái giá chứng khoán, nghiên cứu Miller Reuer (1998) cho thấy doanh nghiệp sử dụng quyền chọn thực để phòng ngừa biến động tỷ giá, hệ số nhạy cảm kỳ vọng thời kỳ nội tệ tăng giá khác so với thời kỳ giảm giá Rủi ro vỡ nợ cho yếu tố gây tính phi tuyến bất đối xứng liên quan đến rủi ro tỷ 47 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 giá Nội tệ giảm giá làm tăng chi phí giao dịch ngoại tệ, làm khách hàng nước vỡ nợ; điều không xảy nội tệ tăng giá (Cheah & cộng sự, 2017) Một cách giải thích khác, ví dụ, doanh nghiệp, chi phí đầu vào nhập giảm nội tệ tăng giá, dẫn đến lợi nhuận giá chứng khoán tăng lên Tuy nhiên, doanh nghiệp trên, nội tệ giảm giá, chi phí đầu vào tăng lên, để trì thị phần, doanh nghiệp có thể: (1) Giữ ngun mức giá hàng hóa hấp thu chi phí gia tăng cách giảm tỷ suất lợi nhuận; (2) Tăng giá hàng hóa phần nhỏ, đó, chuyển phần chi phí sang người tiêu dùng mà khơng làm giảm đáng kể thị phần Trong hai cách giải thích trên, lợi nhuận doanh nghiệp giảm, mức độ giảm không giống với mức độ tăng trường hợp nội tệ tăng giá Mặt khác, theo phương diện kinh tế lượng, đồng liên kết đối xứng trường hợp đặc biệt đồng liên kết ẩn (Hidden Cointegration); đồng liên kết ẩn xảy thành phần dương (phản ánh thay đổi dương) thành phần âm (phản ánh thay đổi âm) biến số đồng liên kết với (Granger & Yoon, 2002) Các nghiên cứu gần Cheah cộng (2017), Alimi Adediran (2018) xác nhận diện đồng liên kết ẩn tỷ giá giá chứng khốn Bảng trình bày vài nghiên cứu gần mối quan hệ bất đối xứng (hoặc phi tuyến) hai biến số Bảng Các nghiên cứu gần mối quan hệ bất đối xứng (hoặc phi tuyến) tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Tác giả Quốc gia Giai đoạn Phương pháp Biến Kết Nguyễn Thị Liên Hoa Lương Thị Thúy Hường Singapore, Malaysia, Mexico, Indonesia, Việt Nam 2005–2013 EGARCH chuyển đổi Markov EX Biến động lợi nhuận chứng khoán phản ứng bất đối xứng với kiện diễn thị trường ngoại hối Biến động tỷ giá hối đoái quan hệ ngược chiều với lợi nhuận thị trường chứng khoán Nam Phi 1980–2014 M-TAR, TAR EX Tồn quan hệ đồng liên kết bất đối xứng tỷ giá hối đoái giá chứng khốn sử dụng mơ hình M-TAR Brazil, Trung Quốc, Ấn Độ, Nga, Nam Phi, Thổ Nhĩ Kỳ 2000–2011 Nhân MG bất đối xứng EX↑ EX↓ Tồn quan hệ nhân bất đối xứng thị trường ngoại hối thị trường chứng khoán Romania 2000–2014 M-TAR, TAR EX Tồn quan hệ phi tuyến ngắn hạn cân dài hạn tỷ giá hối đoái giá chứng khốn Việt Nam 2000–2013 VAR-GARCH EX Khơng tồn quan hệ cân dài hạn ổn định tỷ giá giá chứng khoán Tồn hiệu ứng lan tỏa bất ổn hai chiều thị trường ngoại hối thị trường chứng khoán (2014) Ali cộng (2015) Yilanci Bozuklu (2015) Saman (2015) Trần Ngọc Thơ Hồ Thị Lam (2015) 48 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 BahmaniOskooee Saha Mỹ 1973–2014 NARDL EX+ EX– INF M Tồn quan hệ đồng liên kết bất đối xứng dài hạn biến Thay đổi tỷ giá tác động bất đối xứng lên giá chứng khoán ngắn hạn Malaysia 1993–2015 NARDL EX+ EX– INF IPI M Mối quan hệ thị trường ngoại hối thị trường chứng khoán bất đối xứng thay đối xứng Giá chứng khốn phản ứng với sụt giá nội tệ dài hạn 24 quốc gia 1971–2014* NARDL EX Tồn quan hệ dài hạn bất đối xứng cho số nước Tồn hiệu ứng điều chỉnh bất đối xứng tác động bất đối xứng xét mối quan hệ từ tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán ngược lại cho nhiều quốc gia công ty Nigeria Theo ngày: 06/2017– 09/2017 NARDL EX+ EX– OIL+ OIL– Tồn quan hệ đồng liên kết bất đối xứng biến số Một nửa công ty thu lợi nhiều từ giá nội tệ (2015) Cheah cộng (2017) BahmaniOskooee Saha (2018) Alimi Adediran (2018) Ghi chú: EX: Tỷ giá hối đoái, INF: Lạm phát, IPI: Chỉ số sản xuất công nghiệp, M: Cung tiền, OIL: Giá dầu; X+ X– thành phần dương âm biến số, X↑ X↓ tăng lên giảm xuống biến số; * nghĩa mẫu quan sát quốc gia tùy thuộc tính sẵn có liệu Tóm lại, nghiên cứu trước Việt Nam chưa xem xét đầy đủ khả diện đồng liên kết bất đối xứng thay đổi tỷ giá giá chứng khoán Điều dẫn đến nghiên cứu chưa thể chứng minh đưa chứng đủ mạnh mối quan hệ dài hạn hai biến số Xuất phát từ thiếu sót trên, tác giả tiến hành đánh giá lại mối quan hệ ngắn hạn dài hạn thay đổi tỷ giá giá chứng khốn thơng qua mơ hình tự hồi quy phân phối phi tuyến (Nonlinear ARDL) Mơ hình NARDL phát triển gần Shin cộng (2014) cho phép phân tích lúc hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn dài hạn biến số Quan trọng hơn, mơ hình giữ ngun ưu điểm mơ hình ARDL truyền thống ước lượng mà khơng quan tâm biến số dừng I(0), I(1) hay hỗn hợp chúng (Zhang & cộng sự, 2017) Phương pháp nghiên cứu 3.1 Phương pháp ARDL phi tuyến Nhằm đánh giá tác động bất đối xứng tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán, tác giả xuất phát từ phương trình hồi quy đồng liên kết tuyến tính có dạng sau: spt = β0 + β1 neert + β2 cpit + β3 mt + μt Trong đó, β0 : Hệ số chặn; 49 (1) Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 β1 , β2 , β3 : Các hệ số dài hạn; μt : Phần sai số nhiễu trắng; spt , cpit , mt neert : Tương ứng biến giá chứng khoán, lạm phát, cung tiền tỷ giá hối đoái Các biến số xác định sau: spt = log(Chỉ số VN–Index); cpit = log(Chỉ số giá tiêu dùng); mt = log(Cung tiền M2); neert = log(Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương) Giống với nghiên cứu trước (Tian & Ma, 2010; Boonyanam, 2014; Bahmani-Oskooee & Saha, 2015), việc đưa vào hai nhân tố vĩ mô gồm lạm phát cung tiền làm biến kiểm soát xuất phát từ mối quan hệ mật thiết chúng với giá chứng khốn Thơng thường, lạm phát tăng làm chi phí đầu vào q trình sản xuất hàng hóa tăng, dẫn đến sụt giảm tỷ suất lợi nhuận giá cổ phiếu doanh nghiệp tương lai, hình thành mối quan hệ nghịch biến lạm phát giá chứng khoán (Fama, 1981; Eita, 2012) Trong đó, cung tiền tác động tích cực đến giá chứng khốn Theo đó, gia tăng cung tiền khiến lãi suất giảm, thúc đẩy chi tiêu đầu tư kích thích kinh tế tăng trưởng; kết lợi nhuận giá cổ phiếu doanh nghiệp tăng lên (Tian & Ma, 2010; Boonyaman, 2014) Như đề cập phần trước, giả định tác động đối xứng thay đổi tỷ giá hối đối đến giá chứng khốn khơng hẳn ln đúng, tăng giảm tỷ giá tác động lên giá chứng khốn với mức độ hướng khác Dựa theo nghiên cứu Schorderet (2003), Shin cộng (2014), để khám phá hiệu ứng bất đối xứng hai biến số này, tác giả tiến hành phân tách tỷ giá hối đoái thành thành phần dương âm sau: neert = neer0 + neert+ + neert− (2) Trong đó, neer0 : Hằng số (phản ánh nội tệ không thay đổi); neert+ neert− xây dựng từ trình cộng dồn thay đổi dương (phản ánh nội tệ tăng giá) thay đổi âm (phản ánh nội tệ giảm giá) neert theo công thức sau: t neert+ = ∑ ∆neeri+ t = ∑ max(∆neert , 0) i=1 i=1 t t neert− = ∑ ∆neeri− = ∑ min(∆neert , 0) i=1 (3) (4) i=1 với ∆neert = neert − neert−1 Khi đó, mối quan hệ bất đối xứng tỷ giá giá cổ phiếu trình bày sau: spt = β0 + β1+ neert+ + β1− neert− + β2 cpit + β3 mt + μt 50 (5) Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Trong đó, β+ β− : Các tham số dài hạn liên kết Kết hợp phương trình (5) vào mơ hình ARDL truyền thống, ta thu mơ hình sai số hiệu chỉnh bất đối xứng, tức NARDL Mơ hình I: NARDL bất đối xứng ngắn hạn dài hạn p−1 ∆spt = α0 + δspt−1 + + θ1+ neert−1 + − θ1− neert−1 + θ2 cpit−1 + θ3 mt−1 + ∑ ϑi ∆spt−i i=1 q q q q + − − + ∑ π+ i ∆neert−i + ∑ πi ∆neert−i + ∑ ϑi ∆cpit−i + ∑ φi ∆mt−i + εt i=0 i=0 i=0 (6) i=0 Trong đó, −θ1+ /δ = β+ −θ1− /δ = β− Phân tích thực nghiệm tiến hành theo ba bước sau: Đầu tiên, phương trình (6) ước lượng phương pháp bình phương nhỏ (OLS) Bước hai, giả thuyết không H0: Khơng có mối quan hệ dài hạn bậc gốc spt , neert+ , neert− , cpit mt (H0: δ = θ1+ = θ1− = θ2 = θ3 = 0) kiểm định dựa kiểm định F–test hiệu chỉnh Pesaran cộng (2001), Shin cộng (2014) Cuối cùng, kiểm định bất đối xứng ngắn hạn dài hạn q q − thực dựa kiểm định Wald, HLR : β+ = β− HSR : ∑i=0 π+ i = ∑i=0 πi q q − Nếu giả thuyết HSR : ∑i=0 π+ i = ∑i=0 πi bị bác bỏ, phương trình (6), tức mơ hình I thu gọn mơ hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn đối xứng dài hạn Mơ hình II: NARDL bất đối xứng ngắn hạn đối xứng dài hạn p−1 q + ∆spt = α0 + δspt−1 + θ1 neert−1 + θ2 cpit−1 + θ3 mt−1 + ∑ ϑi ∆spt−i + ∑ π+ i ∆neert−i i=1 q q − + ∑ π− i ∆neert−i i=0 q + ∑ ϑi ∆cpit−i + ∑ φi ∆mt−i + εt i=0 i=0 + (7) i=0 − Nếu giả thuyết HLR : β = β bị bác bỏ, mơ hình I thu gọn mơ hình NARDL bất đối xứng dài hạn đối xứng ngắn hạn Mơ hình III: NARDL bất đối xứng dài hạn đối xứng ngắn hạn p−1 ∆spt = α0 + δspt−1 + + θ1+ neert−1 + − θ1− neert−1 + θ2 cpit−1 + θ3 mt−1 + ∑ ϑi ∆spt−i i=1 q q q + ∑ πi ∆neert−i + ∑ ϑi ∆cpit−i + ∑ φi ∆mt−i + εt i=0 i=0 (8) i=0 q q Nếu giả thuyết HLR : β+ = β− HSR : ∑i=0 πi+ = ∑i=0 π− i không bị bác bỏ, phương trình (6) chuyển dạng tuyến tính ngắn hạn dài hạn, tức phương trình ARDL truyền thống Pesaran cộng (2001) Mơ hình IV: ARDL truyến tính 51 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 p−1 q ∆spt = α0 + δspt−1 + θ1 neert−1 + θ2 cpit−1 + θ3 mt−1 + ∑ ϑi ∆spt−i + ∑ πi ∆neert−i i=1 q i=0 q + ∑ ϑi ∆cpit−i + ∑ φi ∆mt−i + εt i=0 (9) i=0 Phân tích thực nghiệm lựa chọn mơ hình dựa tiêu chuẩn như: Tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SIC), tiêu chuẩn Dubrin-Watson (DW), R2 R2 hiệu chỉnh Cuối cùng, tác giả sử dụng mơ hình NARDL để suy hiệu ứng số nhân động tích lũy bất đối xứng thay đổi đơn vị neert lên spt , dựa theo công thức sau: h ωh+ ∂spt+i =∑ , ∂neert+ i=0 h ω− h =∑ i=0 ∂spt+i ∂neert− (h = 0, 1, 2…) (10) Khi h → ∞, ωh+ → β+ ωh− → β− , β+ β− tương ứng hệ số dài hạn bất đối xứng, tính β+ = −𝜃 + /𝛿 𝛽 − = −𝜃 − /𝛿 3.2 Dữ liệu nghiên cứu Mẫu quan sát cho số VN-Index, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương, số giá tiêu dùng cung tiền M2 thu thập theo tháng, giai đoạn tháng 01/2001–01/2017, từ Sở Giao dịch Chứng khoán TP.HCM (HOSE), Datastream, Tổng cục Thống kê Việt Nam Thống kê tài quốc tế (International Financial Statistics – IFS) Trong đó, liệu số VN-Index theo tháng tính tốn cách lấy trung bình số VN-Index đóng cửa cuối ngày giao dịch tháng; số giá tiêu dùng điều chỉnh yếu tố mùa phương pháp Census X12 Bên cạnh đó, tác giả thiết lập biến giả nhị phân crisis nhằm nắm bắt hệ từ khủng hoảng tài tồn cầu năm 2008 Dựa theo cách xác định thời điểm khởi đầu kết thúc khủng hoảng Luchtenberga Vu (2015), biến giả crisis nhận giá trị giai đoạn tháng 08/2007–03/2009 nhận giá trị thời điểm cịn lại Thống kê mơ tả xu hướng biến số trình bày Bảng Hình Bảng Thống kê mơ tả biến số Trung bình Trung vị Lớn Nhỏ Độ lệch chuẩn Số quan sát 𝑠𝑝𝑡 2,6059 2,6607 3,0457 2,1311 0,2122 193 𝑐𝑝𝑖𝑡 1,9372 1,9559 2,1868 1,6779 0,1803 193 𝑚𝑡 1,7877 1,8570 2,5075 0,9823 0,4714 193 𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡 2,0540 2,0552 2,2161 1,9304 0,0897 193 Biến số 52 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 3.2 2.2 3.0 2.1 2.8 2.0 2.6 1.9 2.4 1.8 2.2 1.7 1.6 2.0 02 04 06 08 10 12 14 02 16 04 06 08 10 12 14 16 12 14 16 CPI SP 2.2 2.8 2.2 2.4 2.2 2.1 2.0 2.1 1.6 2.0 2.0 1.2 2.0 1.9 0.8 02 04 06 08 10 12 14 02 16 04 06 08 10 NEER M Hình Xu hướng biến nghiên cứu Ghi chú: Vùng màu xám thể giai đoạn khủng hoảng tháng 08/2007–03/2009 Kết nghiên cứu 4.1 Kiểm định tính dừng Tương tự mơ hình ARDL truyền thống Pesaran cộng (2001), trước tiến hành ước lượng mơ hình NARDL kiểm chứng quan hệ đồng liên kết dài hạn biến số, tác giả thực hai kiểm định tính dừng phổ biến gồm: ADF (Augmented Dickey-Fuller) PP (PhilipsPerron) nhằm tránh diện biến số dừng sai phân bậc hai trường hợp xảy ra, thống kê F trở nên vô nghĩa (Nkoro & Uko, 2016) Kết Bảng biến số dừng bậc – I(1), tiến hành hồi quy mơ hình NARDL 53 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Bảng Kiểm định tính dừng Bậc gốc Sai phân bậc Biến số ADF spt cpit mt neert PP ADF PP –2,0013 –1,7161 –8,6321*** –8,2548*** (0,2862) (0,4215) (0,0000) (0,0000) –0,3658 –0,3267 –7,2760*** –7,4924*** (0,9111) (0,9173) (0,0000) (0,0000) –1,2195 –1,3263 (0,6659) (0,6171) (0,0000) (0,0000) –1,4332 –1,4625 –13,439*** –13,444*** (0,5652) (0,5506) (0,0000) (0,0000) –15,800 *** –15,730*** Ghi chú: *** tương ứng mức ý nghĩa 1% 4.2 Phân tích mối quan hệ bất đối xứng Nhằm kiểm định tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán, tác giả tiến hành hồi quy mơ hình NARDL, gồm: Mơ hình I – NARDL bất đối xứng ngắn hạn dài hạn; mơ hình II – NARDL bất đối xứng ngắn hạn đối xứng dài hạn; mơ hình III – NARDL đối xứng ngắn hạn bất đối xứng dài hạn; mô hình IV – NARDL đối xứng ngắn hạn dài hạn Vì độ dài liệu theo tháng nghiên cứu tương đối dài (193 quan sát), tác giả thiết lập độ trễ tối đa biến số sai phân bậc (max p = max q = 6) Thêm nữa, tác giả loại bỏ hệ số biến sai phân khơng có ý nghĩa thống kê mức 5% nhằm tránh sai lệch thiết lập hiệu ứng số nhân động tích lũy Kết hồi quy cho mơ hình trình bày Bảng Bảng bao gồm phần: Phần 5.1 trình bày kết ước lượng ngắn hạn dài hạn; phần 5.2 trình bày hệ số dài hạn; phần 5.3 trình bày tiêu chuẩn thống kê cho mục đích lựa chọn mơ hình; phần 5.4 trình bày kết kiểm định giả thiết đồng liên kết (Fpss) giả thuyết đối xứng ngắn hạn (WSR), dài hạn (WLR) cho mơ hình Kết từ phần 5.4 tất biến số đồng liên kết với mức ý nghĩa 1%, kể mơ hình IV (ARDL truyền thống) với Fpss = 5,940 Tuy nhiên, chứng đồng liên kết biến số mạnh mơ hình I (NARDL bất đối xứng ngắn hạn dài hạn) Fpss = 7,572 Dựa vào tiêu chuẩn thống kê gồm R2, R2 hiệu chỉnh tiêu chuẩn thông tin AIC, SIC DW phần 5.3., tác giả lựa chọn mơ hình I mơ hình phù hợp cho mục đích phân tích thiết lập số nhân động tích lũy bất đối xứng phần 54 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Bảng Ước lượng đối xứng bất đối xứng cho mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khốn Hệ số Biến số Mơ hình I Mơ hình II Mơ hình III Mơ hình IV 0,12674 1,63422*** 0,23068 1,38171*** (0,6348) (0,0002) (0,3934) (0,0002) –0,0950*** –0,0679*** –0,0837*** –0,0532** (0,0000) (0,0006) (0,0003) (0,0134) –0,1516 –0,6355*** –0,2262 –0,6058*** (0,3579) (0,0000) (0,1752) (0,0000) 0,34844*** 0,21717*** 0,33729*** 0,21275*** (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) 5.1 Kết ước lượng mơ hình c 𝑠𝑝𝑡−1 𝜋𝑡−1 𝑚𝑡−1 𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 + 𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 − 𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 crisis ∆𝑠𝑝𝑡−1 ∆𝑠𝑝𝑡−3 ∆𝑠𝑝𝑡−5 ∆𝑠𝑝𝑡−6 ∆𝜋𝑡 ∆𝜋𝑡−6 ∆𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡 –0,2916** – (0,0188) –0,5606*** – (0,0002) 0,33961** – (0,0461) –0,0529*** – (0,0002) – –0,5797*** (0,0001) 0,24289 (0,1518) –0,2152** (0,0409) – – –0,0556*** –0,0221** (0,0001) (0,0400) 0,35241*** 0,38819*** 0,32271*** 0,34362*** (0,0000) (0,0000) (0,0000) (0,0000) –0,2136*** –0,2033*** –0,2085*** –0,2192*** (0,0010) (0,0010) (0,0016) (0,0012) 0,13298** 0,15093** 0,13750** 0,14700** (0,0359) (0,0184) (0,0329) (0,0267) –0,2277*** –0,2603*** –0,2227*** –0,2594*** (0,0004) (0,0001) (0,0007) (0,0001) – – –1,5170* – (0,0503) –1,6104** –1,7253** –1,9133*** –1,5146** (0,0274) (0,0140) (0,0082) (0,0386) – – 0,86718*** 0,78566** (0,0095) (0,0219) 55 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Hệ số Biến số + ∆𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 ∆𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡− Mơ hình I Mơ hình II –1,3585* –1,5465** (0,0576) (0,0350) 1,54513*** 1,26442*** (0,0010) (0,0079) Mơ hình III Mơ hình IV – – – – 5.2 Hệ số dài hạn bất đối xứng 𝐿𝑥 = −𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 /𝑠𝑝𝑡−1 + 𝐿+𝑥 = −𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 /𝑠𝑝𝑡−1 − 𝐿−𝑥 = −𝑛𝑒𝑒𝑟𝑡−1 /𝑠𝑝𝑡−1 –4,2941* – – (0,0675) –5,8987*** – (0,0012) 3,57308** – (0,0362) –6,9203*** (0,0016) 2,89949 (0,1318) –4,0454 (0,1135) – – 5.3 Tiêu chuẩn thống kê R2 0,47418 0,43628 0,45260 0,41606 R2 hiệu chỉnh 0,43444 0,39718 0,41463 0,37915 AIC (Akaike info criterion) –4,1869 –4,1281 –4,1574 –4,1036 SIC (Schwarz criterion) –3,9441 –3,9026 –3,9320 –3,8955 DW (Durbin-Watson stat) 1,85256 1,87309 1,80586 1,80500 5.4 Kiểm định đồng liên kết giả thiết đối xứng ngắn hạn, dài hạn 𝐹𝑝𝑠𝑠 𝑊𝑆𝑅 7,57266*** 6,67153*** 7,34972*** 5,94030*** (0,0000) (0,0001) (0,0000) (0,0002) 3,34759*** –3,1713*** (0,0010) (0,0018) – – –3,6323*** 𝑊𝐿𝑅 – (0,0004) –3,2303*** (0,0015) – Ghi chú: 𝐿+𝑥 𝐿−𝑥 trình bày hệ số dài hạn; 𝐹𝑝𝑠𝑠 thống kê F hiệu chỉnh giả thuyết 𝐻0 : 𝛿 = 𝜃1+ = 𝜃1− = 𝜃2 = 𝜃3 = Pesaran cộng (2001), Shin cộng (2014); Giá trị p-value tính toán dựa kiểm định thống kê Wald mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% 1%; 𝑊𝑆𝑅 𝑊𝐿𝑅 kiểm định thống kê Wald cho tính đối xứng ngắn hạn dài hạn; * ** *** , , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% 1% Nhằm xác minh tính phù hợp mơ hình bất đối xứng I, tác giả tiến hành kiểm định giả thuyết 𝑞 𝑞 đối xứng ngắn hạn (𝐻𝑆𝑅 : ∑𝑖=0 𝜋𝑖+ = ∑𝑖=0 𝜋𝑖− ) dài hạn (𝐻𝐿𝑅 : 𝛽 + = 𝛽 − ) dựa vào kiểm định Wald 56 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Các kết phần 5.4 Bảng ủng hộ việc bác bỏ giả thuyết đối xứng ngắn hạn (WSR = 3,347) đối xứng dài hạn (WLR = –3,632) mơ hình I mức ý nghĩa thống kê 1% Kết tương tự với mơ hình bất đối xứng II (WSR = –3,171) III (WLR = –3,230) Các phát củng cố lập luận ban đầu tác giả khả diện tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán thị trường Việt Nam Tiếp theo, tác giả phân tích hệ số dài hạn bất đối xứng trình bày phần 5.2 Trong mơ hình I, hệ số dài hạn thành phần dương (𝐿+𝑥 = –5,898) thành phần âm (𝐿−𝑥 = 3,573) có ý nghĩa thống kê Có thể kết luận tỷ giá hối đoái tăng 1% kéo theo giá chứng khốn giảm 5,898% Trong đó, tỷ giá hối đoái giảm 1% dẫn đến kết giá chứng khốn giảm 3,573% Tóm lại, thay đổi tỷ giá tác động bất đối xứng đến giá chứng khốn Việt Nam dài hạn Vì độ lớn hệ số dài hạn thay đổi dương (phản ánh nội tệ tăng giá) lớn thay đổi âm (phản ánh nội tệ giảm giá), đó, dài hạn, nội tệ tăng giá tác động lên giá chứng khoán Việt Nam mạnh so với nội tệ giảm giá Liên quan đến tác động nhân tố vĩ mơ đến thị trường chứng khốn, dấu hệ số cung tiền dài hạn mơ hình dương có ý nghĩa thống kê mức 1%, khẳng định tác động tích cực cung tiền lên giá chứng khoán Kết tương tự nghiên cứu trước như: Tian Ma (2010), Boonyaman (2014), Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2015) Tuy vậy, hệ số dài hạn biến lạm phát có ý nghĩa thống kê mơ hình II IV Do đó, chưa thể kết luận mối quan hệ lạm phát giá chứng khoán dài hạn Tuy nhiên, ngắn hạn, mối quan hệ ngược chiều hai biến số xác nhận mơ hình Đề cập đến tác động khủng hoảng tài chính, biến giả crisis có ý nghĩa thống kê nhỏ mô hình I, III IV, ủng hộ lý thuyết lập luận trước tác động tiêu cực khủng hoảng tài tồn cầu năm 2008 lên thị trường chứng khoán Việt Nam Bảng Kiểm định chẩn đốn cho mơ hình bất đối xứng ngắn hạn dài hạn 𝑋𝑆𝐶 𝑋𝐻𝐸𝑇 𝑋𝐹𝐹 𝑋𝑁𝑂𝑅𝑀 1,1166 1,0675 0,1498 33,569 [0,3552] [0,4045] [0,8812] [0,0000] 2 2 Ghi chú: 𝑋𝑆𝐶 : Tương quan chuỗi; 𝑋𝐻𝐸𝑇 : Phương sai thay đổi; 𝑋𝐹𝐹 : Dạng hàm; 𝑋𝑁𝑂𝑅𝑀 : Phân phối chuẩn Bảng trình bày kết kiểm định chẩn đốn mơ hình I, gồm kiểm định tương quan chuỗi, phương sai thay đổi, dạng hàm phân phối chuẩn Kết giả thuyết không H0 kiểm định đầu bác bỏ mức ý nghĩa 10%; nhiên, giả thuyết phân phối chuẩn lại bị vi phạm Cuối cùng, độ ổn định mơ hình I xem xét thơng qua kiểm định tổng tích lũy phần dư–CUSUM tổng tích lũy hiệu chỉnh phần dư – CUSUMSQ Hình trình bày kết kiểm định, đường CUSUM CUSUMSQ (đường nét liền) nằm dải tiêu chuẩn mức ý nghĩa thống kê 5% (đường nét đứt) Do đó, hệ số ước lượng mơ hình I ổn định 57 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 40 1.2 30 1.0 20 0.8 10 0.6 0.4 -10 -20 0.2 -30 0.0 -40 -0.2 07 08 09 10 11 CUSUM 12 13 14 15 16 07 08 5% Significance 09 10 11 12 CUSUM of Squares 13 14 15 16 5% Significance Hình Kết kiểm định CUSUM CUSUMSQ cho mơ hình bất đối xứng ngắn hạn dài hạn 4.3 Phân tích số nhân động tích lũy Nhằm phân tích chi tiết tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá giá chứng khoán ngắn hạn dài hạn, tác giả tiến hành phân tích số nhân động tích lũy, suy từ mơ hình I (NARDL kết hợp bất đối xứng ngắn hạn dài hạn) Hình trình bày tác động thay đổi dương âm tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán Như vậy, quan sát thấy ngắn hạn, giá chứng khoán phản ứng tức khắc nhanh nội tệ giảm giá (đường nét đứt màu đen) đạt trạng thái cân trước hai năm Trong đó, giá chứng khốn phản ứng lại tăng giá nội tệ (đường nét liền) sau tháng Tuy nhiên, chứng minh trên, dài hạn, mức độ tác động tăng giá nội tệ lên giá chứng khoán mạnh so với tác động giảm giá nội tệ, minh chứng đường thay đổi dương nằm bên đường thay đổi âm Chênh lệch thay đổi tăng giảm (đường nét đứt màu đỏ) có ý nghĩa thống kê toàn chu kỳ xét tới, hàm ý khác đáng kể tác động thay đổi dương âm tỷ giá lên giá chứng khoán Nói cách khác, tỷ giá hối đối tác động bất đối xứng lên giá chứng khoán ngắn hạn dài hạn -4 -8 -12 -16 neer +1% neer -1% Difference Hình Số nhân động tích lũy bất đối xứng giá chứng khoán dựa theo mơ hình NARDL bất đối xứng ngắn hạn dài hạn (chu kỳ 80 tháng) 58 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Kết luận Những thập niên qua chứng kiến xuất loại tiền tệ mới, nới lỏng rào cản vốn nước ngồi chế tỷ giá hối đối linh hoạt dẫn đến biến đổi sâu sắc hệ thống tài quốc tế Các thay đổi mở nhiều triển vọng đầu tư, đồng thời tăng biến động tỷ giá hối đoái, làm tăng rủi ro định đầu tư Hiểu rõ mối quan hệ thay đổi tỷ giá giá chứng khốn trở thành mục tiêu quan trọng khơng cá nhân tổ chức tham gia thị trường, mà cịn phủ quốc gia Nghiên cứu tiến hành đánh giá mối quan hệ động bất đối xứng thay đổi tỷ giá hối đoái giá chứng khoán Việt Nam giai đoạn tháng 01/2001–01/2017 thông qua phương pháp tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến (NARDL) phát triển Shin cộng (2014) Nghiên cứu thực nghiệm đưa kết thuyết phục diện hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn dài hạn từ tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán thị trường Việt Nam Thị trường chứng khoán phản ứng nhanh chóng đồng nội tệ giảm giá ngắn hạn; dài hạn, đồng nội tệ tăng giá tác động lên giá chứng khoán với mức độ lớn Bên cạnh đó, nghiên cứu ủng hộ mối quan hệ thuận cung tiền giá chứng khoán, chứng tác động tiêu cực khủng hoảng tài tồn cầu năm 2008 lên thị trường chứng khoán Việt Nam Phát tồn hiệu ứng bất đối xứng thị trường Việt Nam cung cấp thêm hiểu biết cho nhà đầu tư, nhằm giải thích biến động thị trường thay đổi tỷ giá gây Từ đó, thiết lập kỳ vọng phù hợp, nâng cao khả dự báo hiệu định đầu tư Với khác mức độ tác động thay đổi tỷ giá ngắn hạn dài hạn, nhà đầu tư cần có chiến lược đa dạng hóa cơng cụ phịng ngừa biến động tỷ giá phù hợp, cân đối mục tiêu đầu tư ngắn hạn dài hạn Nghiên cứu sử dụng số giá chứng khốn chung mà chưa đánh giá cho nhóm ngành riêng lẻ Việc xem xét chi tiết phản ứng nhóm ngành kinh tế trước thay đổi tỷ giá có ý nghĩa vơ quan trọng định đầu tư sách điều tiết vĩ mô - hướng nghiên cứu tương lai Tài liệu tham khảo Abidin, S., Walters, C., Lim, K-L, & Banchit, A (2013) Cointegration between stock prices and exchange rates in Asia-Pacific countries Investment Management and Financial nnovations, 10(2), 142–146 Alagidede, P., Panagiotidis, T., & Zhang, X (2011) Causal relationship between stock prices and exchange rates The Journal of International Trade & Economic Development, 20(1), 67–86 Ali, H S., Idris, M., & Kofarmata, Y I (2015) Stock prices and exchange rates dynamics in South Africa: An application of asymmetric co-integration approach Journal of Economics Library, 2(3), 165–172 Alimi, A S., & Adediran, I A (2018) The nexus between stock market prices and external shocks: Evidence from nonlinear ARDL on selected firms in the Nigerian stock market Global Journal of Management and Business Research, 18(1), 53–59 Bahmani-Oskooee, M., & Saha, S (2015) On the relation between stock prices and exchange rates: A review article Journal of Economic Studies, 42(4), 707–732 59 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Bahmani-Oskooee, M., & Saha, S (2018) On the relation between exchange rates and stock prices: A non-linear ARDL approach and asymmetry analysis Journal of Economics and Finance, 42(1), 112–137 Bahmani-Oskooee, M., & Sohrabian, A (1992) Stock prices and the effective exchange rate of the dollar Applied Economics, 24(4), 459–464 Boonyanam, N (2014) Relationship of stock price and monetary variables of Asian small open emerging economy: Evidence from Thailand International Journal of Financial Research, 5(1), 52–63 Branson, W H (1983) Macroeconomic determinants of real exchange risk In R J Herring (Ed.) Managing foreign exchange risk (pp 33–74) Cambridge, Massachusetts: Cambridge University Press Cheah, S.–P., Yiew, T.–H., & Ng, C.–F (2017) A nonlinear ARDL analysis on the relation between stock price and exchange rate in Malaysia Economics Bulletin, 37(1), 336–346 Chortareas, G., Cipollini, A., & Eissa, M A (2011) Exchange rates and stock prices in the MENA countries: What role for oil? Review of Development Economics, 15(4), 758–774 Dornbusch, R., & Fisher, S (1980) Exchange rates and the current account The American Economic Review, 70(5), 960–971 Eita, J H (2012) Modelling macroeconomic determinants of stock market prices: Evidence from Namibia Journal of Applied Business Research, 28(5), 871–884 Enders, W., & Siklos, P L (2001) Cointegration and threshold adjustment Journal of Business & Economic Statistics, 19(2), 166–176 Fama, E F (1981) Stock returns, real activity, inflation and money The American Economic Review, 71(4), 545–565 Frankel, J A (1983) Monetary and portfolio balance models of exchange rate determination In J S Bhandari, & B H Putnam (Eds.) Economic interdependence and flexible exchange rates (pp 84–115) Cambridge: The MIT Press Granger, C W J (1969) Investigating causal relations by econometrics models and cross spectral methods Econometrica, 37(3), 424–438 Granger, C., & Yoon, G (2002) Hidden Cointegration Economics Working Paper No 2002–02 doi: 10.2139/ssrn.313831 Haughton, A Y., & Iglesias, E M (2017) Exchange rate movements, stock prices and volatility in the Caribbean and Latin America International Journal of Economics and Financial Issues, 7(2), 437–447 Hsu, T.–K (2016) Exploring relationship between the stock price of Taiwan and the exchange rate: An autoregressive distributed lag model with a quantile regression International Journal of Economics and Finance, 8(1), 72–78 Huỳnh Thế Nguyễn, & Nguyễn Quyết (2013) Mối quan hệ tỷ giá hối đoái, lãi suất giá cổ phiếu TP.HCM Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 11(21), 37–41 Inegbedion, H E (2012) Macroeconomic determinants of stock price changes: Empirical evidence from Nigeria Indian Journal of Finance, 6(2), 19–23 60 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Ismail, M T., & Isa, Z B (2009) Modeling the interactions of stock price and exchange rate in Malaysia The Singapore Economic Review, 54(4), 605–619 Kollias, C., Mylonidis, N., & Paleologou, S M (2012) The nexus between exchange rates and stock markets: Evidence from the euro-dollar rate and composite European stock indices using rolling analysis Journal of Economics and Finance, 36(1), 136–147 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 Kwofie, C., & Ansah, R K (2018) A study of the effect of inflation and exchange rate on stock market returns in Ghana International Journal of Mathematics and Mathematical Sciences, 2018 doi: 10.1155/2018/7016792 Lê Hoàng Phong, & Đặng Thị Bạch Vân (2015) Kiểm chứng mơ hình ARDL tác động nhân tố vĩ mơ đến số chứng khốn Việt Nam Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 20(30), 61–66 Lean, H H., Halim, M., & Wong, W K (2005) Bivariate causality between exchange rates and stock prices on major Asian countries Monash Economics Working Papers, Discussion Paper 10/05 Lean, H.–H., Narayan, P., & Smyth, R (2011) Exchange rate and stock prices interaction in major Asian markets: Evidence for individual countries and panels allowing for structural breaks The Singapore Economic Review, 56(2), 255–277 Lin, C H (2012) The co-movement between exchange rates and stock prices in the Asian emerging markets International Review of Economics and Finance, 22(1), 161–172 Luchtenberga, K F., & Vu, Q V (2015) The 2008 financial crisis: Stock market contagion and its determinants Research in International Business and Finance, 33, 178–203 Meese, R A., & Rogoff, K (1983) Empirical exchange rate models of the seventies: Do they fit out of sample? Journal of International Economics, 14(1–2), 3–24 Megaravalli, A V., & Sampagnaro, G (2018) Macroeconomic indicators and their impact on stock markets in ASIAN 3: A pooled mean group approach Cogent Economics & Finance, 6(1), 1–14 Miller, K D., & Reuer, J J (1998) Asymmetric corporate exposures to foreign exchange rate changes Strategic Management Journal, 19(12), 1183–1191 Nguyễn Thị Liên Hoa, & Lương Thị Thúy Hường (2014) Mối liên kết động tỷ giá hối đoái biến động thị trường chứng khoán quốc gia ASEAN Tạp chí Phát triển & Hội nhập, 17(27), 31–35 Nieh, C C., & Lee, C F (2001) Dynamic relationship between stock prices and exchange rates for G-7 countries The Quarterly Review of Economics and Finance, 41(4), 477–490 Nkoro, E., & Uko, A K (2016) Autoregressive distributed lag (ARDL) cointegration technique: application and interpretation Journal of Statistical and Econometric Methods, 5(4), 63–91 Nyongesa, D N., & Muchoki, M M (2016) Cointegration relationship between exchange rate volatility and performance of Nairobi securities exchange market, Kenya Research Journal of Finance and Accounting, 7(20), 73–86 Parsva, P., & Lean, H.–H (2011) The analysis of relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from six Middle Eastern financial markets International Research Journal of Finance and Economics, 66, 157–171 61 Huỳnh Thái Huy, JABES năm thứ 29(2), 2018, 40–62 Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (2001) Bounds testing approaches to the analysis of level relationships Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326 Rahman, M L., & Uddin, J (2009) Dynamic relationship between stock prices and exchange rates: Evidence from three South Asian countries International Business Research, 2(2), 167– 174 Saman, C (2015) Asymmetric interaction between stock price index and exchange rates: Empirical evidence for Romania Romanian Journal of Economic Forecasting, 18(4), 90–109 Schorderet, Y (2003) Asymmetric Co-Integration Geneva: University of Geneva Shin, Y., Yu, B., & Greenwood-Nimmo, M (2014) Modelling asymmetric cointegration and dynamic multipliers in a nonlinear ARDL framework In W C Horrace, & R C Sickles (Eds.) Festschrift in Honor of Peter Schmidt (pp 281–314) New York, NY: Springer Sinha, P., & Kohli, D (2015) Modeling exchange rate dynamics in India using stock market indices and macroeconomic variables Amity Global Business Review, 1(1), 5–18 Smyth, R., & Nandha, M (2003) Bivariate causality between exchange rates and stock prices in South Asia Applied Economics Letters, 10(11), 699–704 Tian, G G., & Ma, S (2010) The relationship between stock returns and the foreign exchange rate: the ARDL approach Journal of the Asia Pacific Economy, 15(4), 490–508 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, 21(31), 34–39 Tsai, I C (2012) The relationship between stock price index and exchange rate in Asian markets: A quantile regression approach Journal of International Financial Markets, Institutions and Money, 22(3), 609–621 Tuncer, I., & Turaboglu, T T (2014) Relationship between stock prices and economic activity in Turkish economy Actual Problems of Economics, 152(2), 111–121 Türsoy, T (2017) Causality between stock prices and exchange rates in Turkey: Empirical evidence from the ARDL bounds test and a combined cointegration approach International Journal of Financial Studies, 5(1) doi: 10.3390/ijfs5010008 Yau, H Y., & Nieh, C C (2006) Interrelationships among stock prices of Taiwan and Japan and NTD/Yen exchange rate Journal of Asian Economics, 17(3), 535–552 Yilanci, V., & Bozoklu, S (2015) Analysis of symmetric and asymmetric nonlinear causal relationship between stock prices and exchange rates for selected emerging market economies Doğuş University Journal, 16(2), 155–164 Zhang, Z., Tsai, S L., & Chang, T (2017) New evidence of interest rate pass-through in Taiwan: A nonlinear autoregressive distributed lag model Global Economic Review, 46(2), 129–142 Zhao, H (2010) Dynamic relationship between exchange rate and stock price: Evidence from China Research in International Business and Finance, 24(2), 103–112 62