[Download] Tải Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số – Tải về File Word, PDF

Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số
Nội dung Text: Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

Download


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.

Bạn đang xem: [Download] Tải Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số – Tải về File Word, PDF

*Ghi chú: Có 2 link để tải biểu mẫu, Nếu Link này không download được, các bạn kéo xuống dưới cùng, dùng link 2 để tải tài liệu về máy nhé!
Download tài liệu Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số File Word, PDF về máy

Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

Mô tả tài liệu

Nội dung Text: Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

  1. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên
    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 của bài viết này là 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. Kết quả phân tích miền tần số chỉ ra rằng
    tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ lãi suất đến tỷ giá hối đoái trong
    trung hạn và ngắnhạn. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu không phát hiện mối
    quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số VN-Index; lãi suất và VN-
    Index trong dài hạn, trung hạn và ngắn hạn.
    Từ khóa: Chỉ số giá chứng khoán 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 uni-
    directional the relationship from interest rate to the exchange rate across a medium and short term. However,
    the results do 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 Ngày nhận bản sửa: 09/01/2019 Ngày duyệt đăng: 05/02/2020

    © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng
    ISSN 1859 – 011X 51 Số 220- Tháng 9. 2020

  2. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí
    Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

    1. Giới thiệu 2. Tổng quan lý thuyết

    Việt Nam là một trong những quốc gia có 2.1. Tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán
    nền kinh tế mới nổi, do đó Chính phủ rất cần
    nguồn lực về vốn cũng như những nguồn Về mặt lý thuyết có 3 cách để tiếp cận giải
    lực khác nhằm hỗ trợ mục tiêu tăng trưởng. thích mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá
    Trong đó, TTCK là một bộ phận quan trọng chứng khoán. Thứ nhất, theo tiếp cận của
    trong thị trường vốn và là kênh tạo cơ hội Dornbusch và Fisher (1980) cho thấy tỷ giá
    cho Chính phủ huy động các nguồn tài và giá chứng khoán có mối quan hệ đồng
    chính mà không gây ra áp lực về lạm phát. biến. Theo đó, nếu đồng nội địa được định
    Tuy vậy, vai trò tích cực của TTCK có giá thấp sẽ dẫn đến gia tăng hoạt động xuất
    được phát huy hiệu quả hay không lại phụ khẩu, điều này làm cho giá cổ phiếu của
    thuộc đáng kể vào mối quan hệ với các biến những doanh nghiệp này tăng lên. Thứ hai,
    kinh tế vĩ mô khác như lãi suất, tỷ giá, lạm Branson (1983) tiếp cận bằng mô hình cân
    phát… Do vậy, sự hiểu biết về mối quan hệ bằng danh mục đầu tư về tỷ giá cho thấy
    giữa TTCK, tỷ giá hối đoái, lãi suất là rất tỷ giá và giá chứng khoán có mối quan hệ
    quan trọng và hữu ích đối với những nhà nghịch biến. Trong mô hình này, tỷ giá hối
    hoạch định chính sách, cũng như các nhà đoái giữ một vai trò điều chỉnh cân bằng
    đầu tư chuyên nghiệp, giúp họ áp dụng các cung và cầu tài sản. Giả sử nhà đầu tư cá
    chính sách một cách phù hợp và dự báo tác nhân nắm giữ tài sản trong nước và nước
    động đầy đủ trong các quyết định quản lý ngoài, khi họ muốn nắm giữ nhiều tài sản
    và điều hành. Trong thực tế, bằng những trong nước hơn thì họ bán những tài sản
    phương pháp khác nhau, một số học giả nước ngoài kém hấp dẫn, dẫn đến đồng tiền
    đã nghiên cứu về mối quan hệ này, được nội địa được định giá cao hay tỷ giá giảm,
    thực nghiệm chủ yếu tại các quốc gia có do đó tỷ giá và giá chứng khoán có tương
    nền kinh tế đã phát triển và kết quả nghiên quan nghịch. Mặt khác, khi tỷ giá tăng và
    cứu vẫn chưa có sự đồng thuận (Calvo, tài sản trong nước hấp dẫn nhà đầu tư làm
    2001; Caraiani, P., 2012). Đối với những cho nhu cầu tiền cũng tăng lên dẫn đến lãi
    nước đang phát triển như Việt Nam, những suất tăng. Thứ ba, theo Gavin (1989) trong
    nghiên cứu tương tự như vậy vẫn còn khá mô hình tiền tệ đã khẳng định tỷ giá và giá
    hạn chế và vẫn tiếp tục thực hiện nhằm tìm cổ phiếu có mối quan hệ yếu hoặc hoàn
    kiếm những bằng chứng đáng tin cậy hỗ trợ toàn không có quan hệ. Đồng tiền trong
    cho công tác quản lý điều hành. nước được định giá thấp để nâng cao giá
    trị của những doanh nghiệp xuất khẩu hàng
    Mục đích của bài viết này là khảo sát mối hóa nếu doanh nghiệp sử dụng nhiều chi
    quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá phí nhập khẩu sản phẩm đầu vào, khi đó
    chứng khoán trên TTCK Tp. HCM bằng chi phí tăng sẽ làm giảm lợi nhuận dẫn đến
    phương pháp phân tích miền tần số. Để đạt giá cổ phiếu có thể giảm hoặc không tăng.
    được mục tiêu trên, phần tiếp theo của bài
    viết sẽ trình bày tổng quan cơ sở lý thuyết Cho đến nay về mặt thực nghiệm, mối
    và vấn đề nghiên cứu, tiếp theo là phần mô quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng
    tả về phương pháp nghiên cứu, kết quả thực khoán đã được rất nhiều nhà nghiên cứu
    nghiệm từ phương pháp phân tích miền tần giải thích, tuy nhiên kết quả của những
    số và sau cùng là phần kết luận. nghiên cứu này vẫn chưa có sự thống nhất

    52 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020

  3. NGUYỄN QUYẾT

    về chiều ảnh hưởng của hai biến này. Theo danh nghĩa có xu hướng tăng có thể dẫn
    Gan, Lee và Zhang (2006), Narayan, P.K. đến tăng lãi suất dự kiến, làm cho dòng tiền
    và Narayan, S. (2010) cho thấy mối quan danh nghĩa trong tương lai ít có giá trị đối
    hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán với các cổ đông; Thứ ba, chính sách thắt
    là đồng biến. Tuy nhiên, nghiên cứu của chặt tiền tệ có thể làm tăng phí bảo hiểm
    Ajayi và Mougoue (1996) cho thấy rằng vốn chủ sở hữu, khi đó các nhà đầu tư có
    mất giá đồng tiền (phá giá) lại tác động xu hướng e ngại đầu tư vào TTCK. Đồng
    nghịch chiều cả trong ngắn hạn và dài hạn quan điểm này, nghiên cứu của Campbell
    đối với TTCK. Tương tự, Aggarwal (1981) (1987), Shanken (1990), Uddin và Alam
    thực hiện nghiên cứu mối liên hệ giữa thay (2007), Leon (2008) đã khẳng định rằng
    đổi đồng đô la (USD), tỷ giá hối đoái và giá khi lãi suất ngân hàng gia tăng thì giá chứng
    cổ phiếu trên thị trường Mỹ trong giai đoạn khoán sẽ giảm trong ngắn hạn. Rigobon và
    1974-1978 với kết quả ba biến nêu trên có Sack (2004) dựa trên nghiên cứu của mình
    tương quan thuận mạnh hơn trong dài hạn. cũng có kết luận tương tự.
    Kutty (2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa
    tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trên thị trường Mặt khác, Zhou (1996) dựa trên nghiên cứu
    Mexico trong giai đoạn từ tháng 1/1989 tới thực nghiệm bằng phương pháp hồi quy
    tháng 12/2006 đã kết luận có mối liên hệ giữa lãi suất ngân hàng và giá chứng khoán
    giữa hai biến trong ngắn hạn nhưng không đã kết luận rằng lãi suất ngân hàng đóng vai
    tìm thấy liên hệ này trong dài hạn. Trái với trò quan trọng đối với giá cổ phiếu, đặc biệt
    những kết luận trên, một số nghiên cứu là trong dài hạn. Wong và cộng sự (2005)
    thực nghiệm của Joseph (2002), Vygodina nghiên cứu mối liên hệ giữa các chỉ tiêu vĩ
    (2006), Rahman và Uddin (2009) cho rằng mô với các chỉ tiêu chứng khoán trên thị
    không có mối liên hệ trong ngắn hạn cũng trường Singapore và Mỹ trong giai đoạn
    như trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá tháng 1/1982 đến tháng 12/2002 bằng kiểm
    cổ phiếu. Alagidede và cộng sự (2011) sử định đồng liên kết đã tìm thấy sự tác động
    dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết của lãi suất ngân hàng và cung tiền đến giá
    nghiên cứu mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái chứng khoán trên thị trường Singapore,
    với giá cổ phiếu trên thị trường Australia, nhưng không tìm thấy kết luận tương tự
    Canada, Japan, Switzerland và United trên thị trường Mỹ. Harasty và Roulet
    Kingdom trong giai đoạn tháng 01/1992 tới (2000) kết luận lãi suất, giá cổ phiếu và
    tháng 12/2005 với kết luận không có mối cổ tức có mối liên hệ với nhau trong dài
    liên hệ nào giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ hạn, tuy nhiên vấn đề tương tự không tìm
    phiếu trong dài hạn. được ở thị trường Italia. Arango và cộng
    sự (2002) nghiên cứu mối liên hệ giữa giá
    2.2. Lãi suất và giá chứng khoán chứng khoán và lãi suất liên ngân hàng trên
    TTCK Bogota với dữ liệu chuỗi thời gian
    Theo Bernanke và Kuttner (2005), lãi suất từ tháng 1/1994 tới tháng 12/2000 cho biết
    và giá chứng khoán có mối quan hệ nghịch không tồn tại mối quan hệ giữa hai biến này
    biến. Tác giải này lập luận trên 3 quan trong ngắn hạn.
    điểm: Thứ nhất, nếu lãi suất tăng dẫn đến
    tăng chi phí sản xuất của công ty, do đó có 2.3. Tỷ giá và lãi suất
    nguy cơ làm giảm dòng tiền thanh toán cổ
    tức trong tương lai; Thứ hai, nếu lãi suất Trong hầu hết các mô hình lý thuyết, tỷ

    Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 53

  4. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí
    Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

    giá hối đoái được xác định từ các yếu tố cơ thực sẽ là một hằng số và không có mối
    bản của nền kinh tế. Sự chênh lệch giữa lãi quan hệ với lạm phát. Vậy theo giả thuyết
    suất trong nước và nước ngoài là một trong này, khi lãi suất thực có xu hướng tăng lên
    những yếu tố kinh tế quan trọng nhất ảnh thì đồng nội địa sẽ được định giá cao và khi
    hưởng đến tỷ giá hối đoái. Về lý thuyết, có đó tỷ giá sẽ giảm. Tương tự, nếu lạm phát
    những quan điểm khác nhau giải thích mối kỳ vọng tăng lên sẽ dẫn đến lãi suất danh
    tương quan khác nhau giữa lãi suất và tỷ nghĩa tăng, làm cho đồng nội địa sẽ được
    giá hối đoái. Thứ nhất, mô hình cân bằng định giá thấp và khi đó tỷ giá sẽ tăng lên.
    danh mục đầu tư (Branson, 1983; Branson
    và Halttunen, 1979; Branson và cộng sự, Về mặt thực nghiệm, các nghiên cứu đánh
    1977) cho rằng tỷ giá hối đoái và lãi suất có giá mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối
    mối quan hệ nghịch biến. Tài sản trở nên đoái đã cho thấy kết quả không thống nhất
    hấp dẫn hơn trong trường hợp lãi suất nội thậm chí còn mâu thuẫn. Những sự khác
    địa tăng, thúc đẩy các nhà đầu tư muốn sở biệt này xuất hiện tùy thuộc vào mức lãi suất
    hữu nhiều tài sản hơn. Điều này sẽ dẫn đến nào được xem xét (danh nghĩa hay lãi suất
    đồng nội địa được đánh giá cao dẫn đến tỷ thực, ngắn hạn hoặc dài hạn…), nhóm quốc
    giá giảm. Thứ hai, theo kết luận trường phái gia nào chọn phân tích (các nước đang phát
    Chicago thì lãi suất và tỷ giá hối đoái có sự triển, mới nổi hoặc phát triển), loại chế độ
    tương quan đồng biến. Trường phái này cho tỷ giá hối đoái được sử dụng, hoặc khoảng
    rằng giá cả là hoàn toàn thay đổi, do đó sự thời gian xem xét. Nghiên cứu của Clarida
    thay đổi của lãi suất danh nghĩa sẽ phản ánh và Gali (1994) chứng minh rằng chênh lệch
    sự thay đổi tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (Frankel, lãi suất không phải là nguyên nhân gây ra
    1979). Nếu lãi suất nội địa cao hơn lãi suất thay đổi tỷ giá hối đoái. Bautista (2003)
    thế giới sẽ dẫn đến cầu tiền giảm, khi đó đánh giá tương quan giữa tỷ giá hối đoái và
    đồng nội địa sẽ bị định giá thấp, do đó tỷ lãi suất bằng phương pháp GARCH với dữ
    giá hối đoái sẽ tăng. Ngược lại, theo tiếp liệu hàng tuần của Philippines từ 1988 đến
    cận của Keynesian cho rằng lãi suất và tỷ 2000. Kết quả cho thấy mối tương quan
    giá có mối quan hệ nghịch biến. Keynesian giữa các biến này trong dài hạn. Tương tự,
    lý luận rằng giá cả là không linh hoạt, do Andrieș et al. (2014) xem xét mối liên hệ
    đó sự thay đổi của lãi suất danh nghĩa sẽ giữa lãi suất, giá cổ phiếu và tỷ giá hối đoái
    cho thấy sự thay đổi của chính sách tiền tệ ở Ấn Độ trong kỳ giữa tháng 7/1997 và
    (chính sách mở rộng hoặc thắt chặt). Nếu tháng 12/2010. Kết quả nghiên cứu kết luận
    gia tăng lãi suất sẽ dẫn đến nguyên nhân rằng tồn tại mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ
    làm gia tăng dòng vốn từ nước ngoài, do giá hối đoái trong ngắn hạn. Trái lại, Gould
    đó tỷ giá sẽ giảm. Mặt khác, mối quan hệ and Kamin (2000) cho thấy rằng không tìm
    giữa lãi suất và tỷ giá còn được giải thích thấy quan hệ nhân quả từ lãi suất đến tỷ giá
    dựa vào giả thuyết Fisher (1930). Theo giả hối đoái trong ngắn hạn cũng như trong dài
    thuyết này, lãi suất danh nghĩa bao gồm tỷ hạn.
    lệ lạm phát kỳ vọng và tỷ lệ lãi suất thực,
    trong đó lãi suất danh nghĩa có mối quan 3. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu
    hệ (thuận) trực tiếp với tỷ lệ lạm phát. Hay
    nói cách khác, tăng trưởng cung tiền trong 3.1. Phương pháp nghiên cứu
    dài hạn thể hiện mối quan hệ chặt chẽ giữa
    lãi suất danh nghĩa và lạm phát, còn lãi suất Breitung và Candelon (2006) giới thiệu

    54 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020

  5. NGUYỄN QUYẾT

    phương pháp phân tích tác động nhân quả My→x(ω) = 0 (6)

    dựa trên miền tần số, bằng cách mở rộng
    kết quả nghiên cứu của Geweke (1982) và Feng Yao và Hosoya (2000) ước lượng
    Yuzo Hosoya (1991). Cho zt = [xt, yt] là /
    My→x(ω) = 0 bằng cách thay thế thành phần
    vectơ (chuỗi thời gian) hai chiều với t = |ψ12(e-iω)|, |ψ11(e-iω)| trong phương trình (5)
    1,…,T, giả sử zt được biểu diễn theo mô bằng ước lượng thu được từ mô hình VAR.
    hình VAR có bậc xác định: Tuy nhiên cách tiếp cạnh này khá phức
    Θ(L)zt = εt (1) tạp, chỉ phù hợp khi |ψ12(e-iω)| là hàm phi
    Trong đó: tuyến. Để khắc phục vấn đề này, Breitung
    Θ(L) = I − Θ1(L) − … − Θp(L) là trễ đa
    1 p
    và Candelon (2006) đã dùng Ψ(L) = Θ(L)-
    thức với Lkzt = zt-k, E(εt) = 0 (thỏa tính G và
    1 -1

    chất nhiễu trắng), E(εt, εt ) = ∑ là ma trận
    /
    g 22 Θ12 (L) 22
    xác định dương, ∑-1 = G/G (là ma trận tam ψ12 (L) = − (g là phần tử
    giác dưới thu được từ phân rã Cholesky), Θ (L)
    do đó E(ηt, ηt/) = I và ηt = Gεt. Giả sử zt nằm dưới đường chéo của ma trận G-1 và
    là dừng khi đó được biểu diễn thành |Θ(L)| là định thức của ma trận Θ(L)) để
     Φ (L) Φ12 (L)  ε1t  biểu Ψ diễn(L) giả thuyết
    Ψ12 (L)H0. η1t 
    z t =Φ (L)ε t = 11    =Ψ (L)ηt = 11 pp  η  pp
    Φ 21 (L) Φ 22 (L)  ε 2t  Ψ-iω ωiω(L) Ψθ22 (L)cos(k
    12(e )| = | ∑
    ψ ψ
    |ψ12 
    (e
    (e
    −−i21
    )=
    )= ∑θ= θ
    12,k
    12,k

    cos(k
    cos(k ))−−−∑
     2tω)
    ωω ∑θθθ12,k12,ksin(k
    sin(kωω))i=i= 00
    sin(k
    12 12,k 12,k
    Φ12 (L)  ε1t   Ψ (L) Ψ12 (L)  η1t  == k k 1 1= kk11

       =Ψ (L)ηt = 11    (2)
    Φ 22 (L)  ε 2t  ω)i| = 0 (7)
     Ψ 21 (L) Ψ 22 (L)  η2t 
    Trong đó: Như vậy điều kiện cần và đủ để |ψ12(e-iω)| =
    Φ(L) = Θ1(L)-1 ; Ψ(L) = Φ(L)-1G-1. Theo p p

    biểu diễn này thì hàm mật độ phổ ψ của12 (e − iω
    0)= là ∑
    k 1=
    θθ12,k
    12,k
    cos(k
    cos(k ω
    ω)) −
    = ∑
    0
    k 1
    θ12,k sin(k
    (8), ω) i= 0
    biến xt có thể được biểu diễn như sau =
    p p

    (theo biến đổi Fourier ngược): ψ 12 (e − iω
    )= ∑ θ
    θ12,k cos(k ω ) −
    sin(k ω) = 0 ∑ θ12,k sin(k(9)
    ω) i= 0

    { }
    12,k
    1 2 = 2
    (3) k 1= k 1
    f x (ω
    =) ψ11 (e − iω ) + ψ12 (e − iω )
    2π Đặt aj = θ11,j, bj = θ12,j thì phương trình VAR
    Theo Geweke (1982) và Yuzo Hosoya của xt được viết lại:
    (1991) mối quan hệ nhận quả của hai biến xt = a1xt-1 + … + apxt-p + β1yy-1 + … + βpyy-p +
    x, y được định nghĩa: ε1t (10)
     
     2πf X (ω) 
    M y→ x (ω) =log (4) Khi đó giả thuyết My→x(ω) = 0 tương đương
     ψ (e − iω ) 2  với mô hình tuyến tính
     11 
     ψ (e − iω )  2

    ω) log 1 +
    M y→ x (=
    12
     (5) H0: R(ω)β = 0 (11)
     ψ (e − iω ) 2 
     11 
    Trong đó: β = [β1, …, βp]/ và
    Nếu |ψ12(e )| = 0 thì My→x(ω) = 0 nghĩa là
    -iω
    cos(ω) cos(2ω)…cos(p ω) 
    y và x không có mối quan hệ nhân quả tại R(ω) =  (12)
    ω. Để kiểm định giả thuyết y không ảnh sin(ω) sin(2ω) … sin(p ω) 
    hưởng lên x tại tần số ω thì giả thuyết H0 (11) có phân phối F(2, T-2p) với ω∈ ω (0, ππ).
    )
    sẽ là

    Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 55

  6. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí
    Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

    Vậy, mục đích của phương pháp phân tích tháng 12/2018). Trong giai đoạn này lãi
    miền tần số (phân tích phổ) là phân tách suất thấp nhất là 6,5%, cao nhất là 9,000%
    tính biến thiên trong một chuỗi thời gian và bình quân là 6,618%, tỷ giá trung bình
    thành các tín hiệu chu kỳ (periodic signals) là 21.781,020 (VNĐ/USD) và chỉ số VN-
    để từ đó xác định các tần số quan trọng Index bình quân là 675,530. Trong ba biến
    góp phần vào sự dao động trong các biến nghiên cứu, tỷ giá có phân phối lệch trái (vì
    (Geweke, 1984). hệ số độ lệch âm) và tỷ giá biến động lớn
    hơn so với hai biến còn lại (vì có độ lệch
    3.2. Dữ liệu nghiên cứu chuẩn lớn).

    Để xem xét mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ Mặt khác, kết quả phân tích tương quan
    giá và giá chứng khoán, nghiên cứu này sử giữa các biến cho thấy tỷ giá và VN-Index
    dụng số liệu chuỗi thời gian. Các biến số có tương quan thuận khá chặt (0,8459), tỷ
    kinh tế vĩ mô được thống kê thường xuyên giá và lãi suất có tương quan nghịch và yếu
    hàng tháng từ tháng 1/2013 đến 12/2018 từ hơn (-0,6508).
    dữ liệu thống kê tài chính (IFS) của Quỹ
    Tiền tệ Quốc tế (IMF) ngoại trừ chỉ số VN- 4.2. Kiểm định tính dừng
    Index được thu thập từ Sở giao dịch chứng
    khoán Tp.Hồ Chí Minh. Trong đó, các biến Nelson và Plosser (1982) cho rằng hầu hết
    được định nghĩa như sau: các chuỗi thời gian là không dừng tại bậc
    I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải
    – Biến lãi suất (laisuat) là lãi suất cơ bản kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng
    theo tháng; hay không. Tính dừng của chuỗi dữ liệu
    thời gian có ý nghĩa quyết định hiệu quả
    – Biến tỷ giá hối đoái (tygia) là tỷ giá VND/ phương pháp ước lượng được sử dụng. Nếu
    USD ngày cuối cùng trong tháng; chuỗi thời gian không dừng thì giả định của
    phương pháp OLS (Ordinary Least Square)
    – Chỉ số VN-Index là chỉ số đóng cửa ngày không thỏa mãn. Theo đó, các kiểm định t
    cuối cùng trong tháng.
    Bảng 1. Thống kê mô tả
    Lý do nghiên cứu sử dụng dữ liệu tháng laisuat tygia vnindex
    là vì hầu hết các biến vĩ mô của Việt Trung bình 6,618 21.781,020 675,530
    Nam có thể thu thập được theo hàng
    Giá trị lớn nhất 9,000 22.783,040 1.146,140
    tháng. Nhằm giảm bớt sự biến động
    của các chuỗi dữ liệu (làm trơn), tất cả Giá trị nhỏ nhất 6,500 20.828,000 454,490
    các dữ liệu được lấy logarit tự nhiên Độ lệch chuẩn 0,526 617,967 178,492
    trước khi đưa vào phân tích. Độ lệch 3,114 -0,074 1,055
    Độ nhọn 13,507 1,652 3,041
    4. Kết quả nghiên cứu Quan sát 72 72 72
    laisuat 1,000
    4.1. Phân tích mô tả mẫu
    tygia -0,651 1,000
    Kết quả Bảng 1 cho thấy mẫu phân tích vnindex -0,551 0,846 1,000
    có 72 quan sát (từ tháng 01/2013 đến Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu

    56 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020

  7. NGUYỄN QUYẾT

    hoặc kiểm định F không có hiệu lực (Chrish, chuỗi đang xem xét không dừng và ngược
    2008). Kiểm định thông dụng được sử dụng lại.
    để xem xét tính dừng của chuỗi thời gian là
    kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) và Kết quả trong Bảng 2 cho biết, xét trên chuỗi
    được Augment Dickey-Fuller (ADF) giới ban đầu (chuỗi gốc), chỉ có chuỗi lãi suất
    thiệu lần đầu vào năm 1979 với mô hình (laisuat) dừng, các chuỗi còn lại không dừng
    như sau: trong cả hai trường hợp có xu thế và không
    có xu thế. Đối với chuỗi sai phân bậc 1,
    a. Mô hình 1: Không có xu thế hầu hết các chuỗi dừng trong cả trường hợp
    p không có xu thế và có xu thế.
    ΔY âYt-i ++ ∑ ρñiΔY
    ÄYt ==αá 0++βY ÄYt-i ++ εãT(13)
    + åt
    t 0 t-i i t-i t
    i=1
    4.3. Xác định bậc trễ thích hợp
    b. Mô hình 2: Có xu thế
    p Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian,
    ΔY âYt-i ++ ∑ ρñiΔY
    ÄYt ==αá 0++βY ÄYt-i++γT
    ãT++εå t(14) việc xác định bậc trễ phù hợp có ý nghĩa
    t 0 t-i i t-i t
    i=1
    đặc biệt quan trọng. Nếu bậc trễ quá dài thì
    Trong đó: các ước lượng sẽ không hiệu quả, ngược
    ∆ là sai phân bậc nhất, εt là phần dư (thỏa lại nếu quá ngắn thì phần dư của ước lượng
    tính chất nhiễu trắng- white noise) và T là không thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai
    biến xu thế. Giả thuyết kiểm định: H0: β lệch kết quả phân tích. Để chọn bậc trễ tối
    = 0 và H1: β ≠ 0. Nếu giả thuyết H0 được ưu, người ta thường căn cứ vào tiêu chuẩn
    chấp nhận thì Yt có nghiệm đơn vị, kết luận AIC (Akaike information criterion), SBIC

    Bảng 2. Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF)
    Kiểm định ADF
    Biến Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
    Không có xu thế Có xu thế Không có xu thế Có xu thế
    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 quả xử lý dữ liệu từ Stata

    Bảng 3. Kết quả xác định bậc trễ thích hợp
     Lag LL LR df P FPE AIC HQIC SBIC
    0 561.256 1.2e-11 -16.6644 -16.6253 -16.5656
    1 647.747 172.98* 9 0.000 1.2e-12* -18.9775* -18.8213* -18.5826*
    2 649.468 3.4425 9 0.944 1.4e-12 -18.7602 -18.4868 -18.0692
    3 657.316 15.695 9 0.074 1.5e-12 -18.7258 -18.3352 -17.7387
    4 659.482 4.3332 9 0.888 1.8e-12 -18.5219 -18.014 -17.2385
    Dấu (*) tiêu chuẩn có bậc trễ tối ưu
    Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ Stata

    Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 57

  8. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên Thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí
    Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số

    Bảng 4: Kết quả phân tích miền tần số
    Miền tần số

    Miền thời Dài hạn Trung hạn Ngắn hạn
    Giả thuyết H0 gian ω = 0.01 ω = 0.05 ω = 1.0 ω = 1.5 ω = 2.0 ω = 2.5
    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%
    Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu từ Stata

    (Schwart bayesian information criterion) tỷ giá. Ngược lại, trong thời kỳ trung hạn
    và HQIC (Hannan quinn information và ngắn hạn thì lãi suất ảnh hưởng lên tỷ
    criterion). Theo AIC, SBIC và HQIC, bậc giá vì giả thuyết H0 bị bác bỏ (với mức ý
    trễ tối ưu được lựa chọn là bậc trễ có chỉ số nghĩa 10%). Lý luận tương tự đi đến kết
    nhỏ nhất. luận rằng, kết quả nghiên cứu không tìm
    thấy quan hệ nhân quả giữa các biến lãi
    Kết quả thống kê cho thấy tiêu chuẩn AIC, suất và chỉ số VN-Index; tỷ giá và chỉ số
    SBIC và HQIC đều cho kết quả bậc trễ thích VN-Index trong ngắn hạn, trung hạn và dài
    hợp nhất dùng trong phân tích là bậc 1. hạn.

    4.4. Phân tích miền tần số 5. Kết luận
    Bảng 4 trình bày kết quả kiểm định quan hệ
    nhân quả bằng hai phương pháp: miền thời Mục tiêu của bài viết này là ứng dụng
    gian và miền tần số với tần số ω (0,ππ)
    ω∈ (0, ) và phương pháp phân tích miền tần số để khảo
    từ tần số này dễ dàng suy ra chu kỳ T = 2π sát mối quan hệ nhân quả giữa các biến
    / ω (tháng). tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu tại TTCK
    Tp.HCM. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng
    Kết quả phân tích bằng phương pháp miền lãi suất ảnh hưởng lên tỷ giá trong ngắn hạn
    thời gian không tìm thấy mối quan hệ nhân và trung hạn, nhưng không tồn tại mối quan
    quả giữa các biến nghiên cứu. Tuy nhiên, hệ nhân quả của hai biến này trong dài hạn.
    phương pháp phân tích miền tần số đã chỉ Kết quả nghiên cứu này là bằng chứng quan
    rõ mối quan hệ nhân quả của các biến trong trọng giúp cơ quan nhà nước có cơ sở xây
    từng giai đoạn; trong ngắn hạn khi tần số ω dựng, điều hành chính sách lãi suất, tỷ giá
    > 2 (khoảng 4 tháng), trung hạn khi tần số hối đoái một cách hợp lý và hiệu quả. Hơn
    1 < ω < 1.5 (từ 4 đến 6 tháng); dài hạn khi nữa, đối với doanh nghiệp xuất nhập khẩu,
    tần số ω < 0.05 (khoảng 125 tháng). Xét những nhà đầu tư, kết quả nghiên cứu có
    mối quan hệ nhân quả của lãi suất và tỷ giá, ý nghĩa trong việc định hướng chiến lược
    trong dài hạn, giả thuyết H0 không bị bác hoạt động, đa dạng hóa danh mục đầu tư để
    bỏ, nghĩa là lãi suất không ảnh hưởng đến ứng phó với vấn đề biến động lãi suất và tỷ

    58 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020

  9. NGUYỄN QUYẾT

    giá trong ngắn hạn và trung hạn. Mặt khác, nhất định mà nghiên cứu trong tương lai
    phương pháp Ganger (1969), dựa vào miền cần phải hoàn thiện, khắc phục. Thứ nhất,
    thời gian kết hợp với phương trình hồi quy phương pháp nghiên cứu này đã chỉ ra
    để phân tích mối quan hệ nhân quả ứng với mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong
    độ trễ xác định, qua đó chỉ thấy được những ngắn hạn, trung hạn và dài hạn nhưng chưa
    tác động tức thời của 2 biến, còn phân tích minh chứng được chiều hướng tác động
    miền tần số có những ưu điểm vượt trội vì của chúng (nghịch biến hay đồng biến).
    ứng với một tần số cụ thể, nhà nghiên cứu Thứ hai, quy mô nghiên cứu còn tương đối
    có thể biết được mối quan hệ nhân quả tại hẹp, trong nghiên cứu chỉ khảo sát dữ liệu
    tần số đó. Do đó phương pháp này là căn từ TTCK Tp.HCM nhưng chưa đề cập tới
    cứ khoa học đáng tin cậy hỗ trợ trong việc TTCK Hà Nội. Do đó, những vấn đề này đã
    ra quyết định chính sách trong ngắn hạn, gợi ra một hướng nghiên cứu trong tương
    trung hạn và dài hạn. lai, cần kết hợp linh hoạt với những phương
    pháp nghiên cứu khác, mở rộng quy mô lớn
    6. Hạn chế của nghiên cứu hơn để một lần nữa kiểm chứng lại những
    kết quả này và giải quyết vấn đề hạn chế
    Tương tự như những nghiên cứu khác, một cách đầy đủ hơn ■
    nghiên cứu này vẫn tồn tại những hạn chế

    Tài liệu tham khảo
    1. 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.
    2. 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.
    3. 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.
    4. 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.
    5. Bautista, C.C., (2003). Interest rate-exchange rate dynamics in the Philippines: a DCC analysis. Applied
    Economics Letters, 10, 107-111.
    6. 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.
    7. Branson, W.H., Halttunen, H., Masson, P., (1977). Exchange rates in the short run: the Dollar-Deutschemark rate,
    European Economic review, 10, 303-324.
    8. 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.
    9. Branson, W.H. (1983). Macroeconomic determinants of real exchange risk. In R.J Herring (ed) Managening
    Foreign Exchange Risk. Chapter 1. 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 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 59

  10. Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên 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 9. 2020

Download tài liệu Mối quan hệ giữa tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán thành phố Hồ Chí Minh: Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số File Word, PDF về máy