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.
Trang 1Tiếp cận theo phương pháp phân tích miền tần số
Nguyễn Quyết
Đại học Tài Chính Marketing
Ngày nhận: 16/12/2019 Ngày nhận bản sửa: 09/01/2019 Ngày duyệt đăng: 05/02/2020
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 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
Trang 21 Giới thiệu
Việt Nam là một trong những quốc gia có
nền kinh tế mới nổi, do đó Chính phủ rất cần
nguồn lực về vốn cũng như những nguồn
lực khác nhằm hỗ trợ mục tiêu tăng trưởng
Trong đó, TTCK là một bộ phận quan trọng
trong thị trường vốn và là kênh tạo cơ hội
cho Chính phủ huy động các nguồn tài
chính mà không gây ra áp lực về lạm phát
Tuy vậy, vai trò tích cực của TTCK có
được phát huy hiệu quả hay không lại phụ
thuộc đáng kể vào mối quan hệ với các biến
kinh tế vĩ mô khác như lãi suất, tỷ giá, lạm
phát… Do vậy, sự hiểu biết về mối quan hệ
giữa TTCK, tỷ giá hối đoái, lãi suất là rất
quan trọng và hữu ích đối với những nhà
hoạch định chính sách, cũng như các nhà
đầu tư chuyên nghiệp, giúp họ áp dụng các
chính sách một cách phù hợp và dự báo tác
động đầy đủ trong các quyết định quản lý
và điều hành Trong thực tế, bằng những
phương pháp khác nhau, một số học giả
đã nghiên cứu về mối quan hệ này, được
thực nghiệm chủ yếu tại các quốc gia có
nền kinh tế đã phát triển và kết quả nghiên
cứu vẫn chưa có sự đồng thuận (Calvo,
2001; Caraiani, P., 2012) Đối với những
nước đang phát triển như Việt Nam, những
nghiên cứu tương tự như vậy vẫn còn khá
hạn chế và vẫn tiếp tục thực hiện nhằm tìm
kiếm những bằng chứng đáng tin cậy hỗ trợ
cho công tác quản lý điều hành
Mục đích của bài viết này là khảo sát mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái, lãi suất và giá
chứng khoán trên TTCK Tp HCM bằng
phương pháp phân tích miền tần số Để đạt
được mục tiêu trên, phần tiếp theo của bài
viết sẽ trình bày tổng quan cơ sở lý thuyết
và vấn đề nghiên cứu, tiếp theo là phần mô
tả về phương pháp nghiên cứu, kết quả thực
nghiệm từ phương pháp phân tích miền tần
số và sau cùng là phần kết luận.
2 Tổng quan lý thuyết
2.1 Tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán
Về mặt lý thuyết có 3 cách để tiếp cận giải thích mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá
chứng khoán Thứ nhất, theo tiếp cận của
Dornbusch và Fisher (1980) cho thấy tỷ giá
và giá chứng khoán có mối quan hệ đồng biến Theo đó, nếu đồng nội địa được định giá thấp sẽ dẫn đến gia tăng hoạt động xuất khẩu, điều này làm cho giá cổ phiếu của
những doanh nghiệp này tăng lên Thứ hai,
Branson (1983) tiếp cận bằng mô hình cân bằng danh mục đầu tư về tỷ giá cho thấy
tỷ giá và giá chứng khoán có mối quan hệ nghịch biến Trong mô hình này, tỷ giá hối đoái giữ một vai trò điều chỉnh cân bằng cung và cầu tài sản Giả sử nhà đầu tư cá nhân nắm giữ tài sản trong nước và nước ngoài, khi họ muốn nắm giữ nhiều tài sản trong nước hơn thì họ bán những tài sản nước ngoài kém hấp dẫn, dẫn đến đồng tiền nội địa được định giá cao hay tỷ giá giảm,
do đó tỷ giá và giá chứng khoán có tương quan nghịch Mặt khác, khi tỷ giá tăng và tài sản trong nước hấp dẫn nhà đầu tư làm cho nhu cầu tiền cũng tăng lên dẫn đến lãi
suất tăng Thứ ba, theo Gavin (1989) trong
mô hình tiền tệ đã khẳng định tỷ giá và giá
cổ phiếu có mối quan hệ yếu hoặc hoàn toàn không có quan hệ Đồng tiền trong nước được định giá thấp để nâng cao giá trị của những doanh nghiệp xuất khẩu hàng hóa nếu doanh nghiệp sử dụng nhiều chi phí nhập khẩu sản phẩm đầu vào, khi đó chi phí tăng sẽ làm giảm lợi nhuận dẫn đến giá cổ phiếu có thể giảm hoặc không tăng Cho đến nay về mặt thực nghiệm, mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán đã được rất nhiều nhà nghiên cứu giải thích, tuy nhiên kết quả của những nghiên cứu này vẫn chưa có sự thống nhất
Trang 3Gan, Lee và Zhang (2006), Narayan, P.K
và Narayan, S (2010) cho thấy mối quan
hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán
là đồng biến Tuy nhiên, nghiên cứu của
Ajayi và Mougoue (1996) cho thấy rằng
mất giá đồng tiền (phá giá) lại tác động
nghịch chiều cả trong ngắn hạn và dài hạn
đối với TTCK Tương tự, Aggarwal (1981)
thực hiện nghiên cứu mối liên hệ giữa thay
đổi đồng đô la (USD), tỷ giá hối đoái và giá
cổ phiếu trên thị trường Mỹ trong giai đoạn
1974-1978 với kết quả ba biến nêu trên có
tương quan thuận mạnh hơn trong dài hạn
Kutty (2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa
tỷ giá hối đoái và giá cổ phiếu trên thị trường
Mexico trong giai đoạn từ tháng 1/1989 tới
tháng 12/2006 đã kết luận có mối liên hệ
giữa hai biến trong ngắn hạn nhưng không
tìm thấy liên hệ này trong dài hạn Trái với
những kết luận trên, một số nghiên cứu
thực nghiệm của Joseph (2002), Vygodina
(2006), Rahman và Uddin (2009) cho rằng
không có mối liên hệ trong ngắn hạn cũng
như trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá
cổ phiếu Alagidede và cộng sự (2011) sử
dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết
nghiên cứu mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái
với giá cổ phiếu trên thị trường Australia,
Canada, Japan, Switzerland và United
Kingdom trong giai đoạn tháng 01/1992 tới
tháng 12/2005 với kết luận không có mối
liên hệ nào giữa tỷ giá hối đoái và giá cổ
phiếu trong dài hạn
2.2 Lãi suất và giá chứng khoán
Theo Bernanke và Kuttner (2005), lãi suất
và giá chứng khoán có mối quan hệ nghịch
biến Tác giải này lập luận trên 3 quan
điểm: Thứ nhất, nếu lãi suất tăng dẫn đến
tăng chi phí sản xuất của công ty, do đó có
nguy cơ làm giảm dòng tiền thanh toán cổ
tức trong tương lai; Thứ hai, nếu lãi suất
đến tăng lãi suất dự kiến, làm cho dòng tiền danh nghĩa trong tương lai ít có giá trị đối
với các cổ đông; Thứ ba, chính sách thắt
chặt tiền tệ có thể làm tăng phí bảo hiểm vốn chủ sở hữu, khi đó các nhà đầu tư có
xu hướng e ngại đầu tư vào TTCK Đồng quan điểm này, nghiên cứu của Campbell (1987), Shanken (1990), Uddin và Alam (2007), Leon (2008) đã khẳng định rằng khi lãi suất ngân hàng gia tăng thì giá chứng khoán sẽ giảm trong ngắn hạn Rigobon và Sack (2004) dựa trên nghiên cứu của mình cũng có kết luận tương tự
Mặt khác, Zhou (1996) dựa trên nghiên cứu thực nghiệm bằng phương pháp hồi quy giữa lãi suất ngân hàng và giá chứng khoán
đã kết luận rằng lãi suất ngân hàng đóng vai trò quan trọng đối với giá cổ phiếu, đặc biệt
là trong dài hạn Wong và cộng sự (2005) nghiên cứu mối liên hệ giữa các chỉ tiêu vĩ
mô với các chỉ tiêu chứng khoán trên thị trường Singapore và Mỹ trong giai đoạn tháng 1/1982 đến tháng 12/2002 bằng kiểm định đồng liên kết đã tìm thấy sự tác động của lãi suất ngân hàng và cung tiền đến giá chứng khoán trên thị trường Singapore, nhưng không tìm thấy kết luận tương tự trên thị trường Mỹ Harasty và Roulet (2000) kết luận lãi suất, giá cổ phiếu và
cổ tức có mối liên hệ với nhau trong dài hạn, tuy nhiên vấn đề tương tự không tìm được ở thị trường Italia Arango và cộng
sự (2002) nghiên cứu mối liên hệ giữa giá chứng khoán và lãi suất liên ngân hàng trên TTCK Bogota với dữ liệu chuỗi thời gian
từ tháng 1/1994 tới tháng 12/2000 cho biết không tồn tại mối quan hệ giữa hai biến này trong ngắn hạn
2.3 Tỷ giá và lãi suất
Trong hầu hết các mô hình lý thuyết, tỷ
Trang 4giá hối đoái được xác định từ các yếu tố cơ
bản của nền kinh tế Sự chênh lệch giữa lãi
suất trong nước và nước ngoài là một trong
những yếu tố kinh tế quan trọng nhất ảnh
hưởng đến tỷ giá hối đoái Về lý thuyết, có
những quan điểm khác nhau giải thích mối
tương quan khác nhau giữa lãi suất và tỷ
giá hối đoái Thứ nhất, mô hình cân bằng
danh mục đầu tư (Branson, 1983; Branson
và Halttunen, 1979; Branson và cộng sự,
1977) cho rằng tỷ giá hối đoái và lãi suất có
mối quan hệ nghịch biến Tài sản trở nên
hấp dẫn hơn trong trường hợp lãi suất nội
địa tăng, thúc đẩy các nhà đầu tư muốn sở
hữu nhiều tài sản hơn Điều này sẽ dẫn đến
đồng nội địa được đánh giá cao dẫn đến tỷ
giá giảm Thứ hai, theo kết luận trường phái
Chicago thì lãi suất và tỷ giá hối đoái có sự
tương quan đồng biến Trường phái này cho
rằng giá cả là hoàn toàn thay đổi, do đó sự
thay đổi của lãi suất danh nghĩa sẽ phản ánh
sự thay đổi tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (Frankel,
1979) Nếu lãi suất nội địa cao hơn lãi suất
thế giới sẽ dẫn đến cầu tiền giảm, khi đó
đồng nội địa sẽ bị định giá thấp, do đó tỷ
giá hối đoái sẽ tăng Ngược lại, theo tiếp
cận của Keynesian cho rằng lãi suất và tỷ
giá có mối quan hệ nghịch biến Keynesian
lý luận rằng giá cả là không linh hoạt, do
đó sự thay đổi của lãi suất danh nghĩa sẽ
cho thấy sự thay đổi của chính sách tiền tệ
(chính sách mở rộng hoặc thắt chặt) Nếu
gia tăng lãi suất sẽ dẫn đến nguyên nhân
làm gia tăng dòng vốn từ nước ngoài, do
đó tỷ giá sẽ giảm Mặt khác, mối quan hệ
giữa lãi suất và tỷ giá còn được giải thích
dựa vào giả thuyết Fisher (1930) Theo giả
thuyết này, lãi suất danh nghĩa bao gồm tỷ
lệ lạm phát kỳ vọng và tỷ lệ lãi suất thực,
trong đó lãi suất danh nghĩa có mối quan
hệ (thuận) trực tiếp với tỷ lệ lạm phát Hay
nói cách khác, tăng trưởng cung tiền trong
dài hạn thể hiện mối quan hệ chặt chẽ giữa
lãi suất danh nghĩa và lạm phát, còn lãi suất
thực sẽ là một hằng số và không có mối quan hệ với lạm phát Vậy theo giả thuyết này, khi lãi suất thực có xu hướng tăng lên thì đồng nội địa sẽ được định giá cao và khi
đó tỷ giá sẽ giảm Tương tự, nếu lạm phát
kỳ vọng tăng lên sẽ dẫn đến lãi suất danh nghĩa tăng, làm cho đồng nội địa sẽ được định giá thấp và khi đó tỷ giá sẽ tăng lên
Về mặt thực nghiệm, các nghiên cứu đánh giá mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối đoái đã cho thấy kết quả không thống nhất thậm chí còn mâu thuẫn Những sự khác biệt này xuất hiện tùy thuộc vào mức lãi suất nào được xem xét (danh nghĩa hay lãi suất thực, ngắn hạn hoặc dài hạn…), nhóm quốc gia nào chọn phân tích (các nước đang phát triển, mới nổi hoặc phát triển), loại chế độ
tỷ giá hối đoái được sử dụng, hoặc khoảng thời gian xem xét Nghiên cứu của Clarida
và Gali (1994) chứng minh rằng chênh lệch lãi suất không phải là nguyên nhân gây ra thay đổi tỷ giá hối đoái Bautista (2003) đánh giá tương quan giữa tỷ giá hối đoái và lãi suất bằng phương pháp GARCH với dữ liệu hàng tuần của Philippines từ 1988 đến
2000 Kết quả cho thấy mối tương quan giữa các biến này trong dài hạn Tương tự, Andrieș et al (2014) xem xét mối liên hệ giữa lãi suất, giá cổ phiếu và tỷ giá hối đoái
ở Ấn Độ trong kỳ giữa tháng 7/1997 và tháng 12/2010 Kết quả nghiên cứu kết luận rằng tồn tại mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn Trái lại, Gould and Kamin (2000) cho thấy rằng không tìm thấy quan hệ nhân quả từ lãi suất đến tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn cũng như trong dài hạn
3 Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu
3.1 Phương pháp nghiên cứu
Breitung và Candelon (2006) giới thiệu
Trang 5dựa trên miền tần số, bằng cách mở rộng kết quả nghiên cứu của Geweke (1982) và Yuzo Hosoya (1991) Cho zt = [xt, yt]/
là vectơ (chuỗi thời gian) hai chiều với t = 1,…,T, giả sử zt được biểu diễn theo mô hình VAR có bậc xác định:
Θ(L)zt = εt (1) Trong đó:
Θ(L) = I − Θ1(L)1 − − Θp(L)p là trễ đa thức với Lkzt = zt-k, E(εt) = 0 (thỏa tính chất nhiễu trắng), E(εt, εt/
) = ∑ là ma trận xác định dương, ∑-1 = G/G (là ma trận tam giác dưới thu được từ phân rã Cholesky),
do đó E(ηt, ηt/) = I và ηt = Gεt Giả sử zt
là dừng khi đó được biểu diễn thành
z = Φ(L)ε =Φ (L) Φ (L) ε = Ψ(L)η =Ψ (L) Ψ (L)η
Trong đó:
Φ(L) = Θ1(L)-1 ; Ψ(L) = Φ(L)-1G-1 Theo biểu diễn này thì hàm mật độ phổ của biến xt có thể được biểu diễn như sau (theo biến đổi Fourier ngược):
}
{ i 2 i 2
2
− ω − ω
Theo Geweke (1982) và Yuzo Hosoya (1991) mối quan hệ nhận quả của hai biến
x, y được định nghĩa:
11
2 f ( )
M ( ) log
(e )
ω =
(4)
12
11
(e )
M ( ) log 1
(e )
− ω
(5)
Nếu |ψ12(e-iω)| = 0 thì My→x(ω) = 0 nghĩa là
y và x không có mối quan hệ nhân quả tại
ω Để kiểm định giả thuyết y không ảnh hưởng lên x tại tần số ω thì giả thuyết H0
sẽ là
y→x(ω) = 0 Feng Yao và Hosoya (2000) ước lượng
My→x(ω) = 0 bằng cách thay thế thành phần
|ψ12(e-iω)|, |ψ11(e-iω)| trong phương trình (5) bằng ước lượng thu được từ mô hình VAR
Tuy nhiên cách tiếp cạnh này khá phức tạp, chỉ phù hợp khi |ψ12(e-iω
)| là hàm phi tuyến Để khắc phục vấn đề này, Breitung
và Candelon (2006) đã dùng Ψ(L) = Θ(L)
-1G-1 và
22 12
12(L) g (L)
(L)
Θ
Θ (g22 là phần tử nằm dưới đường chéo của ma trận G-1 và
|Θ(L)| là định thức của ma trận Θ(L)) để biểu diễn giả thuyết H0
|ψ12(e-iω)| = |
i
ψ = ∑θθ12,kcos(k ω) − ω −∑θ ω =
i
Như vậy điều kiện cần và đủ để |ψ12(e-iω)| =
0 là
i
ψ = ∑θθ12,kcos(k ω) = 0 ω −∑θ (8), ω =
i
ψ = ∑θθ12,ksin(k ω) = 0 ω −∑θ (9)ω =
Đặt aj = θ11,j, bj = θ12,j thì phương trình VAR của xt được viết lại:
xt = a1xt-1 + + apxt-p + β1yy-1 + + βpyy-p +
ε1t (10) Khi đó giả thuyết My→x(ω) = 0 tương đương với mô hình tuyến tính
H0: R(ω)β = 0 (11) Trong đó: β = [β1, , βp]/ và
cos( ) cos(2 ) cos(p ) R( )
sin( ) sin(2 ) sin(p )
(11) có phân phối F(2, T-2p) với ωω∈(0, π) (0, )π
Trang 6Vậy, mục đích của phương pháp phân tích
miền tần số (phân tích phổ) là phân tách
tính biến thiên trong một chuỗi thời gian
thành các tín hiệu chu kỳ (periodic signals)
để từ đó xác định các tần số quan trọng
góp phần vào sự dao động trong các biến
(Geweke, 1984)
3.2 Dữ liệu nghiên cứu
Để xem xét mối quan hệ giữa lãi suất, tỷ
giá và giá chứng khoán, nghiên cứu này sử
dụng số liệu chuỗi thời gian Các biến số
kinh tế vĩ mô được thống kê thường xuyên
hàng tháng từ tháng 1/2013 đến 12/2018 từ
dữ liệu thống kê tài chính (IFS) của Quỹ
Tiền tệ Quốc tế (IMF) ngoại trừ chỉ số
VN-Index được thu thập từ Sở giao dịch chứng
khoán Tp.Hồ Chí Minh Trong đó, các biến
được định nghĩa như sau:
- Biến lãi suất (laisuat) là lãi suất cơ bản
theo tháng;
- Biến tỷ giá hối đoái (tygia) là tỷ giá VND/
USD ngày cuối cùng trong tháng;
- Chỉ số VN-Index là chỉ số đóng cửa ngày
cuối cùng trong tháng
Lý do nghiên cứu sử dụng dữ liệu tháng
là vì hầu hết các biến vĩ mô của Việt
Nam có thể thu thập được theo hàng
tháng Nhằm giảm bớt sự biến động
của các chuỗi dữ liệu (làm trơn), tất cả
các dữ liệu được lấy logarit tự nhiên
trước khi đưa vào phân tích
4 Kết quả nghiên cứu
4.1 Phân tích mô tả mẫu
Kết quả Bảng 1 cho thấy mẫu phân tích
có 72 quan sát (từ tháng 01/2013 đến
tháng 12/2018) Trong giai đoạn này lãi suất thấp nhất là 6,5%, cao nhất là 9,000%
và bình quân là 6,618%, tỷ giá trung bình
là 21.781,020 (VNĐ/USD) và chỉ số VN-Index bình quân là 675,530 Trong ba biến nghiên cứu, tỷ giá có phân phối lệch trái (vì
hệ số độ lệch âm) và tỷ giá biến động lớn hơn so với hai biến còn lại (vì có độ lệch chuẩn lớn)
Mặt khác, kết quả phân tích tương quan giữa các biến cho thấy tỷ giá và VN-Index
có tương quan thuận khá chặt (0,8459), tỷ giá và lãi suất có tương quan nghịch và yếu hơn (-0,6508)
4.2 Kiểm định tính dừng
Nelson và Plosser (1982) cho rằng hầu hết các chuỗi thời gian là không dừng tại bậc I(0), cho nên trước khi phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay không Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian có ý nghĩa quyết định hiệu quả phương pháp ước lượng được sử dụng Nếu chuỗi thời gian không dừng thì giả định của phương pháp OLS (Ordinary Least Square) không thỏa mãn Theo đó, các kiểm định t
Bảng 1 Thống kê mô tả laisuat tygia vnindex
Trung bình 6,618 21.781,020 675,530 Giá trị lớn nhất 9,000 22.783,040 1.146,140 Giá trị nhỏ nhất 6,500 20.828,000 454,490
Độ lệch chuẩn 0,526 617,967 178,492
Độ lệch 3,114 -0,074 1,055
Độ nhọn 13,507 1,652 3,041
laisuat 1,000
vnindex -0,551 0,846 1,000
Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu
Trang 72008) Kiểm định thông dụng được sử dụng
để xem xét tính dừng của chuỗi thời gian là
kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) và
được Augment Dickey-Fuller (ADF) giới
thiệu lần đầu vào năm 1979 với mô hình
như sau:
a Mô hình 1: Không có xu thế
ΔYt = α0 + βYt-i +
p
t 0 t-i i t-i t
i=1
ÄY = á +âY + ñ ÄY + ãT + å∑ρiΔYt-i + εt (13)
b Mô hình 2: Có xu thế
ΔYt = α0 + βYt-i +
p
t 0 t-i i t-i t
i=1
ÄY = á +âY + ñ ÄY + ãT + å∑ρiΔYt-i + γT + εt (14)
Trong đó:
∆ là sai phân bậc nhất, εt là phần dư (thỏa
tính chất nhiễu trắng- white noise) và T là
biến xu thế Giả thuyết kiểm định: H0: β
= 0 và H1: β ≠ 0 Nếu giả thuyết H0 được
chấp nhận thì Yt có nghiệm đơn vị, kết luận
lại
Kết quả trong Bảng 2 cho biết, xét trên chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), chỉ có chuỗi lãi suất (laisuat) dừng, các chuỗi còn lại không dừng trong cả hai trường hợp có xu thế và không
có xu thế Đối với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết các chuỗi dừng trong cả trường hợp không có xu thế và có xu thế
4.3 Xác định bậc trễ thích hợp
Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, việc xác định bậc trễ phù hợp có ý nghĩa đặc biệt quan trọng Nếu bậc trễ quá dài thì các ước lượng sẽ không hiệu quả, ngược lại nếu quá ngắn thì phần dư của ước lượng không thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết quả phân tích Để chọn bậc trễ tối
ưu, người ta thường căn cứ vào tiêu chuẩn AIC (Akaike information criterion), SBIC
Bảng 2 Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF)
Biến
Kiểm định ADF
Không có xu thế Có xu thế Không có xu thế Có xu thế
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
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
Trang 8(Schwart bayesian information criterion)
và HQIC (Hannan quinn information
criterion) Theo AIC, SBIC và HQIC, bậc
trễ tối ưu được lựa chọn là bậc trễ có chỉ số
nhỏ nhất
Kết quả thống kê cho thấy tiêu chuẩn AIC,
SBIC và HQIC đều cho kết quả bậc trễ thích
hợp nhất dùng trong phân tích là bậc 1
4.4 Phân tích miền tần số
Bảng 4 trình bày kết quả kiểm định quan hệ
nhân quả bằng hai phương pháp: miền thời
gian và miền tần số với tần số ω ω∈ (0, π) và (0, )π
từ tần số này dễ dàng suy ra chu kỳ T = 2π
/ ω (tháng).
Kết quả phân tích bằng phương pháp miền
thời gian không tìm thấy mối quan hệ nhân
quả giữa các biến nghiên cứu Tuy nhiên,
phương pháp phân tích miền tần số đã chỉ
rõ mối quan hệ nhân quả của các biến trong
từng giai đoạn; trong ngắn hạn khi tần số ω
> 2 (khoảng 4 tháng), trung hạn khi tần số
1 < ω < 1.5 (từ 4 đến 6 tháng); dài hạn khi
tần số ω < 0.05 (khoảng 125 tháng) Xét
mối quan hệ nhân quả của lãi suất và tỷ giá,
trong dài hạn, giả thuyết H0 không bị bác
bỏ, nghĩa là lãi suất không ảnh hưởng đến
tỷ giá Ngược lại, trong thời kỳ trung hạn
và ngắn hạn thì lãi suất ảnh hưởng lên tỷ giá vì giả thuyết H0 bị bác bỏ (với mức ý nghĩa 10%) Lý luận tương tự đi đến kết luận rằng, kết quả nghiên cứu không tìm thấy quan hệ nhân quả giữa các biến lãi suất và chỉ số VN-Index; tỷ giá và chỉ số VN-Index trong ngắn hạn, trung hạn và dài hạn
5 Kết luận
Mục tiêu của bài viết này là ứng dụng phương pháp phân tích miền tần số để khảo sát mối quan hệ nhân quả giữa các biến
tỷ giá, lãi suất và giá cổ phiếu tại TTCK
Tp.HCM Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng lãi suất ảnh hưởng lên tỷ giá trong ngắn hạn
và trung hạn, nhưng không tồn tại mối quan
hệ nhân quả của hai biến này trong dài hạn Kết quả nghiên cứu này là bằng chứng quan trọng giúp cơ quan nhà nước có cơ sở xây dựng, điều hành chính sách lãi suất, tỷ giá hối đoái một cách hợp lý và hiệu quả Hơn nữa, đối với doanh nghiệp xuất nhập khẩu, những nhà đầu tư, kết quả nghiên cứu có
ý nghĩa trong việc định hướng chiến lược hoạt động, đa dạng hóa danh mục đầu tư để ứng phó với vấn đề biến động lãi suất và tỷ
Bảng 4: Kết quả phân tích miền tần số
Giả thuyết H0 Miền thời gian
Miền tần số
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
Trang 9phương pháp Ganger (1969), dựa vào miền
thời gian kết hợp với phương trình hồi quy
để phân tích mối quan hệ nhân quả ứng với
độ trễ xác định, qua đó chỉ thấy được những
tác động tức thời của 2 biến, còn phân tích
miền tần số có những ưu điểm vượt trội vì
ứng với một tần số cụ thể, nhà nghiên cứu
có thể biết được mối quan hệ nhân quả tại
cứ khoa học đáng tin cậy hỗ trợ trong việc
ra quyết định chính sách trong ngắn hạn,
trung hạn và dài hạn
6 Hạn chế của nghiên cứu
Tương tự như những nghiên cứu khác,
nghiên cứu này vẫn tồn tại những hạn chế
cần phải hoàn thiện, khắc phục Thứ nhất,
phương pháp nghiên cứu này đã chỉ ra mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong ngắn hạn, trung hạn và dài hạn nhưng chưa minh chứng được chiều hướng tác động của chúng (nghịch biến hay đồng biến)
Thứ hai, quy mô nghiên cứu còn tương đối
hẹp, trong nghiên cứu chỉ khảo sát dữ liệu
từ TTCK Tp.HCM nhưng chưa đề cập tới TTCK Hà Nội Do đó, những vấn đề này đã gợi ra một hướng nghiên cứu trong tương lai, cần kết hợp linh hoạt với những phương pháp nghiên cứu khác, mở rộng quy mô lớn hơn để một lần nữa kiểm chứng lại những kết quả này và giải quyết vấn đề hạn chế một cách đầy đủ hơn ■
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.
Trang 1017 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.