.00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of Y1 to Y1 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of Y1 to Y2 -.005 .000 .005 .010 .015 .020 .025 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of Y2 to Y1 -.005 .000 .005 .010 .015 .020 .025 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of Y2 to Y2
Theo biểu đồ trên, chỉ số VN-Index trong ngắn hạn chịu tác động mạnh của giá cổ phiếu giai đoạn trước đó, và mức độ này giảm dần qua các tháng, kể từ tháng thứ 5 thì chỉ số giá cổ phiếu tại Việt Nam gần như độc lập với giai đoạn trước đó. Trong thời gian dài hơn (từ 5 đến 12 tháng), chỉ số VN-Index hầu như không chịu tác động bởi yếu tốđộ trễ của chính nó. Trong ngắn hạn giá cổ phiếu chịu ảnh hưởng từ cú sốc của chính nó hơn là từ cú sốc của thị trường TGHĐ.
Đối với TGHĐ thực thì TGHĐ thực bị ảnh hưởng bởi yếu tốđộ trễ của chính nó trong ngắn hạn (1 tháng), trong thời gian dài hơn 1 tháng thì TGHĐ khơng bị ảnh hưởng bởi độ trễ của chính nó. Trong thời gian ngắn hạn dưới 4 tháng thì TGHĐ bị ảnh hưởng rất ít bởi giá cổ phiếu nhưng từ tháng thứ 4 trở đi thì TGHĐ hầu như độc lập với VN- index.
5.7 Phân rã phương sai (Variance Decomposition)
Phân tách phương sai giúp ta tìm ra được phần biến động của biến phụ thuộc do cú sốc của chính nó so với các cú sốc của các biến khác (Brooks 2002). Nó thể hiện thành phần phương sai của biến phụ thuộc một cách rõ ràng . Trong khi đó phân tách phương sai cũng là một kĩ thuật mạnh để dự đoán biến động của các chuỗi dữ liệu tài chính trong tương lai. Tuy nhiên đó khơng phải là trọng tâm nghiên cứu của tác giả. Do đó mà tác giả chỉ xem phân tách phương sai là một công cụđể khẳng định lại kết quả của hàm xung phản hồi. Nhìn chung kĩ thuật phân tách phương sai và hàm xung phản hồi cho ra thông tin khá giống nhau. Phân tích phân rã phương sai nhằm xác định lượng thơng tin của TGHĐ góp phần vào việc giải thích sự biến động của chỉ số VN-index và lượng thơng tin của chỉ số VN-index góp phần vào việc giải thích sự biến động của TGHĐ trong mối quan hệ cân bằng động ngắn hạn.
Theo kết quả trong bảng 5.7 bên dưới, trong toàn bộ thời gian nghiên cứu, TGHĐ và chỉ số VN-index bị ảnh hưởng bởi dữ liệu q khứ của chính nó là chủ yếu, hơn là phụ thuộc vào biến kia. Điều đó cho thấy rằng, cả giá cổ phiếu (TGHĐ) đều ít phản ứng trước những thông tin của TGHĐ (giá cổ phiếu). Kết quả này phù hợp với phân tích nhân quả ở trên rằng TGHĐ và giá cổ phiếu không có ảnh hưởng nhân quả lẫn nhau bất cứ chiều nào.
Bảng 5.7 Bảng thể hiện phân rã phương sai Variance Decomposition of Y1: Period S.E. Y1 Y2 1 0.108181 100.0000 0.000000 2 0.112483 98.98687 1.013134 3 0.112842 98.92443 1.075572 4 0.112873 98.91895 1.081055 5 0.112876 98.91848 1.081524 6 0.112876 98.91844 1.081564 7 0.112876 98.91843 1.081568 8 0.112876 98.91843 1.081568 9 0.112876 98.91843 1.081568 10 0.112876 98.91843 1.081568 Variance Decomposition of Y2: Period S.E. Y1 Y2 1 0.019977 0.282219 99.71778 2 0.020021 0.713746 99.28625 3 0.020025 0.741449 99.25855 4 0.020025 0.743910 99.25609 5 0.020025 0.744120 99.25588 6 0.020025 0.744138 99.25586 7 0.020025 0.744140 99.25586 8 0.020025 0.744140 99.25586 9 0.020025 0.744140 99.25586 10 0.020025 0.744140 99.25586 Cholesky Ordering: Y1 Y2
KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này nghiên cứu mối quan hệ giữa thị trường TGHĐ và thị trường cổ phiếu ở Việt Nam sử dụng số liệu tháng từ tháng 1 năm 2001 đến tháng 4 năm 2013. Tác giảđã sử dụng phương pháp tự hồi qui Vector Kết quả nghiên cứu cho thấy khơng có sự lan tỏa biến động trung bình từ thị trường TGHĐ sang thị trường cổ phiếu và cũng không tồn tại sự lan tỏa biến động trung bình từ chiều thị trường cổ phiếu sang thị trường TGHĐ nhưng tồn lại sự lan tỏa biến động trên thị trường cổ phiếu do yếu tố độ trễ của chính nó. Ngồi ra kiểm đinh nhân quả Granger cũng khẳng định rằng không tồn tai mối quan hệ nguyên nhân kết quả giữa thị trường TGHĐ và thị trường cổ phiếu nên những biến động trong thị trường này khơng có sức mạnh giải thích sự biến động trong tương lai của thị trường kia và ngược lại. Từ kết quả kiểm định đồng liên kết, bài nghiên cứu cũng cho thấy không tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa thị trường tỉ giá hối đoái và thị trường cổ phiếu.
Có một số lí do khả dĩ giải thích vì sao khơng tồn tại mối quan hệ giữa hai biến TGHĐ và giá cổ phiếu như: thị trường cổ phiếu Việt Nam còn nhỏ bé về mặt qui mơ và chưa có đủ sức mạnh ảnh hưởng lên tồn bộ nền kinh tế. Bên cạnh đó, thị trường cổ phiếu Việt Nam tuy đã mở cửa cho các nhà đầu tư nước ngồi nhưng vẫn cịn duy trì những hạn chế nhất định về tỉ lệ sở hữu cổ phiếu trong 1 doanh nghiệp niêm yết (đặc biệt đối với những ngành nghề có điều kiện như ngành tài chính ngân hàng). Do đặc điểm lịch sử, các công ty niêm yết phần lớn là các công ty nhà nước được cổ phần hóa nên phần vốn nhà nước còn nhiều, số lượng cổ phiếu bán ra và giao dịch trên thị trường là chưa đủ lớn để ảnh hưởng đến toàn bộ nền kinh tế trong đó có thị trường TGHĐ. Ngồi ra, các công ty xuất khẩu không phải là các công ty dẫn dắt thị trường mà hiện ở Việt Nam các công ty dẫn dắt thị trường là các công ty sản xuất hàng tiêu dùng, các tập đoàn kinh tế nhà nước. Sau cùng là do ngân hàng nhà nước Việt Nam từ lúc mở cửa
nền kinh tế cho đến hiện tại vẫn đang duy trì những hạn chế về kiểm sốt dịng vốn ra vào rất chặt chẽ. Dòng vốn ra vào đặc biệt là dịng vốn ra bị kiểm sốt rất nghiêm ngặt. Với đặc điểm của một nước đang phát triển, thị trường hối đoái của Việt Nam khá non trẻ và được quản lí chặt chẽ bởi ngân hàng nhà nước, sự biến động trong TGHĐ trong ngắn hạn chỉ diễn ra trong biên độ hẹp và không phản ánh được toàn diện biến động cung cầu trên thị trường. Nhìn chung các hạn chế về kiểm sốt vốn có khả năng làm yếu đi mối quan hệ giữa TGHĐ và giá cổ phiếu.
Cũng phải nhìn nhận rằng mặc dù phân tích tự hồi qui Vector cung cấp cho chúng ta cái nhìn về mối tương quan giữa thị trường cổ phiếu và thị trường TGHĐ nhưng đôi khi cũng khó mà diễn giải các mối quan hệ nền tảng kinh tế vĩ mô dựa trên các kết quả này. Một hạn chế khác của đề tài là tác giả chỉ xem xét mối quan hệ ở góc độ tuyến tính chứ chưa đi vào phân tích sự lan tỏa biến động và sự kéo dài của biến động trong mối quan hệ giữa TGHĐ và giá cổ phiếu bằng phương pháp thống kê tiên tiến hơn như mơ hình tự hồi qui dị phương sai đa biến tổng quát (VAR-MGARCH) để xem xét mối quan hệở góc độ phi tuyến tính. Do đó hướng nghiên cứu sâu hơn cho các tác giả sau này là đi sâu vào phân tích mối quan hệ lan tỏa biến động và sự tồn tại kéo dài biến động giữa thị trường TGHĐ và thị trường cổ phiếu bằng mơ hình VAR-MGARCH. Sau cùng tác giả cũng lưu ý vì thơng tin và dữ liệu về các nước đang phát triển như Việt Nam thường khơng hồn thiện và lẻ tẻ từ nhiều nguồn khác nhau và có thể các nguồn này không đồng nhất với nhau. Hiện tại Việt Nam khơng cơng bố bất cứ dữ liệu chính thức nào về TGHĐ thực mà IMF cũng chỉ thu thập dữ liệu về REER chủ yếu dùng cho mục đích nội bộ và theo tác giả biết thì họ chỉ công bố thông tin cho các giai đoạn ngắn và tính theo năm. Do đó, trong bài nghiên cứu này tác giả cố gắng thu thập dữ liệu để ước tính REER nhưng sự khơng đồng nhất về nguồn dữ liệu có thể gây ra những thiếu sót về mặt thống kê.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu Tiếng Việt
1. Nguyễn Thị Bình, 2012. Phân tích mối quan hệ giữa các nhân tố kinh tế vĩ mô và thị trường chứng khốn Việt Nam- Sử dụng mơ hình tự hồi qui Vector. Trường Đại học
Kinh tế TP.HCM
Danh mục tài liệu Tiếng Anh
1. Benjamin M.Tabak, 2006 . The Dynamic relationship between Stock Prices and Exchange Rates. Evidence from Brazil. European Journal of Social Sciences, Working paper series 124, Banco Central Do Brasil.
2. Chien-Chung Nieh, Cheng-Few Lee, 2001. Dynamic relationship between stock prices and exchange rates for G-7 countries. The Quarterly Review of Economics and
Finance 41 (2001) 477–490.
3. Clive W.J. Granger, Bwo-Nung Huang,Chin-Wei Yang, 2000. A bivariate causality between stock prices and exchange rates: evidence from recent Asian flu. The Quarterly Review of Economics and Finance 40 (2000) 337–354.
4. Hua Zhao, 2010. The Dynamic relationship between Stock Prices and Exchange Rates. Evidence from China. Research in International Business and Finance 24 (2010) 103–112.
5. Md. Lutfur Rahman & Jashim Uddin, 2009. Dynamic Relationship between Stock Prices and Exchange Rates: Evidence from Three South Asian Countries.
International Business Research, Volume 2 (No.2).
6. Ming-Shiun Pan, Robert Chi-Wing Fok, Y. Angela Liu, 2007. Dynamic linkages between exchange rates and stock prices: Evidence from East Asian markets.
International Review of Economics and Finance 16 (2007) 503-520.
7. Noel Dilrukshan Richards & John Simpson, 2009. The Interaction between Exchange Rates and Stock Prices: An Australian Context. International Journal of Economic and Finance, Volume 1 (No.1).
8. Oana Ariana Batori, Dimitrios Tsoukalas, Paolo Miranda., 2010. Exchange Rates And Equity Markets: Evidence From Some European Countries. The Journal of Applied Business Researchs, Volume 26, (No 6).
9. Oguzhan Aydemir. & Erdal Demirhan, 2009. The Relationship between Stock Prices and Exchange Rates Evidence from Turkey. International Research Journal of Finance and Economics. ISSN 1450-2887 Issue 23 (2009)
10. Qazi Zarrar Zia, 2011. The Causality between Stock Market and Foreign Exchange Market of Pakistan.Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business. Volumne 3, (No 5)
11. Sarbapriya Ray, 2012. A Bivariate Exploration into Stock Prices and Exchange Rate Dynamics in Selected Asian Economies. International Journal of Contemporary Business Studies, Volume 3, (No 3).
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 1: CÁCH TÍNH CHỈ SỐ TỈ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC REER
Chỉ số tỉ giá hối đoái thực REER (được niêm yết theo đồng tiền nước ngoài) nghĩa là một sự tăng lên trong REER đồng nghĩa với đồng tiền bị giảm giá. Chỉ số REER được tính bằng phương pháp trung bình có trọng số.
Reer t= ∏ (e jt * P t/ P jt) w jt (trong đó j=1,n)
Trong đó Reer t là tỉ giá hối đoái thực của Việt Nam ở thời điểm t, n là số đồng tiền của các nước là đối tác thương mại chính của Việt Nam nằm trong rổ tiền tệ, ejt là tỉ giá song phương danh nghĩa đối với đồng tiền nước j được đo lường bằng sốđơn vị đồng nội tệđể đổi lấy 1 đồng nước j. W jt là tỉ trọng của đồng tiền j ở thời điểm t thể hiện đóng góp của nước j vào trong ngoại thương của Việt Nam. P t là chỉ sổ giá nội địa ở thời điểm t và P jt là chỉ số giá nước j ở thời điểm t. Rổ tiền tệ bao gồm 20 đối tác thương mại lớn của Việt Nam trong thời gian qua : Nhật, Singapore, Trung Quốc đại lục, Hàn Quốc,Hoa Kì, Thái Lan, Úc, Hongkong, Đức, Malaysia, Pháp, Indonesia,Anh, Hà Lan, Nga, Philipine, Thụy Sĩ, Ý, Bỉ và Ấn Độ.
PHỤ LỤC 2: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH TÍNH DỪNG CỦA CÁC BIẾN *Chuỗi tỉ giá hối đoái thực tại mức
Null Hypothesis: NEER has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.697382 0.4305 Test critical values: 1% level -3.475500
5% level -2.881260 10% level -2.577365 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEER)
Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 17:57 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NEER(-1) -0.042111 0.024809 -1.697382 0.0918 C 0.042127 0.024711 1.704805 0.0904 R-squared 0.019615 Mean dependent var 0.000281 Adjusted R-squared 0.012807 S.D. dependent var 0.020450 S.E. of regression 0.020319 Akaike info criterion -4.940947 Sum squared resid 0.059450 Schwarz criterion -4.900076 Log likelihood 362.6891 Hannan-Quinn criter. -4.924340 F-statistic 2.881104 Durbin-Watson stat 1.997589 Prob(F-statistic) 0.091785
Null Hypothesis: NEER has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.892795 0.1680 Test critical values: 1% level -4.022135
5% level -3.440894 10% level -3.144955 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEER)
Method: Least Squares Date: 09/22/13 Time: 17:59 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. NEER(-1) -0.092875 0.032106 -2.892795 0.0044 C 0.083467 0.029654 2.814742 0.0056 @TREND(2001M03) 0.000126 5.16E-05 2.432300 0.0162 R-squared 0.058564 Mean dependent var 0.000281 Adjusted R-squared 0.045397 S.D. dependent var 0.020450 S.E. of regression 0.019980 Akaike info criterion -4.967787 Sum squared resid 0.057088 Schwarz criterion -4.906480 Log likelihood 365.6484 Hannan-Quinn criter. -4.942876 F-statistic 4.447775 Durbin-Watson stat 1.976851 Prob(F-statistic) 0.013368
*Chuỗi tỉ giá hối đoái thực tại sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(NEER) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.29219 0.0000 Test critical values: 1% level -3.475500
5% level -2.881260 10% level -2.577365 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEER,2) Method: Least Squares
Date: 09/22/13 Time: 18:04 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(NEER(-1)) -1.024188 0.083320 -12.29219 0.0000 C 0.000292 0.001698 0.171820 0.8638 R-squared 0.512026 Mean dependent var -0.000179 Adjusted R-squared 0.508638 S.D. dependent var 0.029266 S.E. of regression 0.020515 Akaike info criterion -4.921722 Sum squared resid 0.060604 Schwarz criterion -4.880851 Log likelihood 361.2857 Hannan-Quinn criter. -4.905115 F-statistic 151.0979 Durbin-Watson stat 2.003110 Prob(F-statistic) 0.000000
Null Hypothesis: D(NEER) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.29326 0.0000 Test critical values: 1% level -4.022135
5% level -3.440894 10% level -3.144955 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NEER,2) Method: Least Squares
Date: 09/22/13 Time: 18:04 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(NEER(-1)) -1.027779 0.083605 -12.29326 0.0000 C -0.001830 0.003387 -0.540324 0.5898 @TREND(2001M03) 2.93E-05 4.04E-05 0.724517 0.4699 R-squared 0.513811 Mean dependent var -0.000179 Adjusted R-squared 0.507011 S.D. dependent var 0.029266 S.E. of regression 0.020549 Akaike info criterion -4.911688 Sum squared resid 0.060383 Schwarz criterion -4.850381 Log likelihood 361.5532 Hannan-Quinn criter. -4.886777 F-statistic 75.56215 Durbin-Watson stat 2.004560 Prob(F-statistic) 0.000000
*Chuỗi Vn-index tại mức
Null Hypothesis: VNINDEX has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.028992 0.2743 Test critical values: 1% level -3.475500
5% level -2.881260 10% level -2.577365 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNINDEX) Method: Least Squares
Date: 09/22/13 Time: 18:03 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. VNINDEX(-1) -0.038624 0.019036 -2.028992 0.0443 D(VNINDEX(-1)) 0.310208 0.079294 3.912130 0.0001 C 17.07966 8.990761 1.899690 0.0595 R-squared 0.111096 Mean dependent var 1.560342 Adjusted R-squared 0.098663 S.D. dependent var 54.63922 S.E. of regression 51.87379 Akaike info criterion 10.75584 Sum squared resid 384797.3 Schwarz criterion 10.81715 Log likelihood -782.1762 Hannan-Quinn criter. 10.78075 F-statistic 8.936087 Durbin-Watson stat 2.017872 Prob(F-statistic) 0.000220
Null Hypothesis: VNINDEX has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.145029 0.5161 Test critical values: 1% level -4.022135
5% level -3.440894 10% level -3.144955 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(VNINDEX) Method: Least Squares
Date: 09/22/13 Time: 18:06 Sample: 2001M03 2013M04 Included observations: 146
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. VNINDEX(-1) -0.044987 0.020973 -2.145029 0.0337 D(VNINDEX(-1)) 0.314820 0.079676 3.951243 0.0001 C 13.78751 10.07579 1.368380 0.1734 @TREND(2001M03) 0.081787 0.112266 0.728510 0.4675 R-squared 0.114405 Mean dependent var 1.560342 Adjusted R-squared 0.095696 S.D. dependent var 54.63922 S.E. of regression 51.95912 Akaike info criterion 10.76581 Sum squared resid 383364.5 Schwarz criterion 10.84755 Log likelihood -781.9039 Hannan-Quinn criter. 10.79902 F-statistic 6.114751 Durbin-Watson stat 2.022210 Prob(F-statistic) 0.000610
*Chuỗi Vn-index ở sai phân bậc 1