Luận Văn Thạc Sĩ Nghiên Cứu Mối Quan Hệ Giữa Tỷ Giá Hối Đoái Và Giá Chứng Khoán đã chia sẻ đến cho các bạn nguồn tài liệu hoàn toàn hữu ích đáng để xem và theo dõi. Nếu các bạn có nhu cầu cần tải bài mẫu này vui lòng nhắn tin nhanh qua zalo/telegram : 0932.091.562 để được hỗ trợ tải nhé!

1. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
PHAN ĐÌNH LUẬN
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI
ĐOÁI VÀ GIÁ CHỨNG KHOÁN
Tham khảo thêm tài liệu tại Luanvanpanda.com
Dịch Vụ Hỗ Trợ Viết Thuê Tiểu Luận,Báo Cáo
Khoá Luận, Luận Văn
ZALO/TELEGRAM HỖ TRỢ 0932.091.562
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – 2022

2. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
PHAN ĐÌNH LUẬN
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI
ĐOÁI VÀ GIÁ CHỨNG KHOÁN
Chuyên ngành: Tài chính–Ngân hàng
Mã số: 8340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS. TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO
TP. Hồ Chí Minh – 2022

4. LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan đề tài “NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI
ĐOÁI VÀ GIÁ CHỨNG KHOÁN” là một nghiên cứu độc lập, do chính tôi thực hiện
trên cơ sở các kiến thức đã học, tham khảo một số nghiên cứu và nghiên cứu thực
nghiệm, không sao chép bất kỳ tài liệu nào khác. Tôi xin cam đoan những điều trên là
sự thật, tôi sẽ chịu mọi trách nhiệm nếu vi phạm quy định của trường.
TP.HCM, ngày tháng năm
Người thực hiện đề tài

6. MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC CÁC BẢNG
DANH MỤC CÁC HÌNH
TÓM TẮT (ABSTRACT)
LỜI MỞ ĐẦU
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ..................................................................................................1
CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT..................................................................................5
2.1. Mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và ngoại hối ...........................................5
2.1.1. Cách tiếp cận “hướng dòng chảy”......................................................................5
2.1.2. Cách tiếp cận “hướng cổ phiếu”.........................................................................6
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan .....................................................................6
2.2.1. Nghiên cứu liên quan đến mô hình song biến....................................................6
2.2.2. Nghiên cứu liên quan đến mô hình đa biến......................................................15
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU................................................................21
3.1. Mô hình đa biến.......................................................................................................21
3.1.1. Mô hình đa biến tuyến tính...............................................................................21
3.1.2. Mô hình đa biến phi tuyến................................................................................25
3.2. Mô hình song biến...................................................................................................26
3.2.1. Mô hình song biến tuyến tính...........................................................................27
3.2.2. Mô hình song biến phi tuyến............................................................................27
3.3. Dữ liệu nghiên cứu ..................................................................................................28
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ ....................................................................................................30
4.1. Kiểm định tính dừng................................................................................................30
4.2. Kết quả của mô hình song biến ...............................................................................31
4.2.1. Tác động của tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán...........................................31
4.2.2. Tác động của giá chứng khoán lên tỷ giá.........................................................34
4.3. Kết quả của mô hình đa biến ...................................................................................37
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN..................................................................................................42
TÀI LIỆU THAM KHẢO

7. DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
ARDL Mô hình tự hồi quy phân phối trễ
CPI Chỉ số giá tiêu dùng
EX Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương
GDP Tổng sản phẩm nội địa
IPI Chỉ số sản xuất công nghiệp
M Cung tiền danh nghĩa
NARDL Mô hình tự hồi quy phân phối trễ phi tuyến tính
NEER Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương
NEG Thay đổi âm
POS thay đổi dương
SP Chỉ số giá chứng khoán thị trường Việt Nam
IRF Hàm phản ứng xung

8. DANH MỤC CÁC BẢNG
Bảng 3.1: Mô tả biến số nghiên cứu.............................................................................22
Bảng 3.2: Thống kê mô tả.............................................................................................28
Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng ....................................................................................30
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy mô hình song biến với biến phụ thuộc là giá chứng
khoán ............................................................................................................................32
Bảng 4.3: Kết quả hồi quy mô hình song biến với biến phụ thuộc là tỷ giá hối đoái ..34
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy mô hình đa biến với biến phụ thuộc là giá chứng khoán...37

9. DANH MỤC CÁC HÌNH
Hình 3.1: Xu hướng của các biến số ............................................................................29
Hình 4.1: Hàm phản ứng xung IRF..............................................................................41

10. TÓM TẮT
Một trong những đề tài nhận được nhiều sự quan tâm của các nhà nghiên cứu kinh
tế và các nhà đầu tư tài chính là sự liên kết giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng
khoán. Đa số các nghiên cứu về mối quan hệ giữa hai biến này đều kết luận rằng có mối
quan hệ trong ngắn hạn và không có mối quan hệ trong dài hạn. Bên cạnh đó, các nghiên
cứu hiện nay đa phần tập trung vào tác động đối xứng của thay đổi tỷ giá lên giá chứng
khoán. Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian và mô hình ARDL
và NARDL (non-linear ARDL) để xem xét tác động đối xứng của tỷ giá hối đoái lên giá
chứng khoán. Tác giả cũng xem xét tác động của những thay đổi trong giá chứng khoán
lên tỷ giá hối đoái. Nghiên cứu này tập trung làm rõ các bằng chứng ủng hộ cho giả định
bất đối xứng trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán tại một số thị trường
Việt Nam.
ABSTRACT
The relationship between stock prices and exchange rates has received a great deal
of attention. In investigating the link between the two variables most studies have
concluded that the relation is short run and the two variables have no long run
relationship. Furthermore, all existing studies have assumed that the effects of exchange
rate changes on stock prices are symmetric. In this paper the author use monthly time-
series data and non-linear ARDL method to show that the effects of exchange rate
changes on stock prices could be asymmetric. The same is true when the author consider
the effects of changes in stock prices on the exchange rate. Introducing nonlinearity
yields relatively more support for asymmetric cointegration compared to symmetric
cointegration in Viet Nam.

12. LỜI MỞ ĐẦU
Vấn đề nghiên cứu
Một trong những lĩnh vực kinh tế tài chính nhận được sự quan tâm từ giới nghiên
cứu và đầu tư là sự liên kết giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán. Các
nghiên cứu hiện nay đa phần tập trung vào tác động đối xứng của thay đổi tỷ giá (đồng
tiền của một quốc gia được định giá cao hoặc thấp) lên giá chứng khoán. Trong khi đó,
Sự bất đối xứng có thể hiện diện dưới hai dạng: bất đối xứng về hướng tác động;
có nghĩa là các quốc gia hoặc ngành công nghiệp khác nhau có thể phản ứng khác nhau
với sự định giá cao hoặc thấp; và bất đối xứng về độ lớn tác động; có nghĩa là các quốc
gia hoặc ngành công nghiệp khác nhau phản ứng với mức độ khác nhau (lớn hay nhỏ)
trước sự thay đổi trong tỷ giá. Do vậy, nghiên cứu này nghiên cứu các bằng chứng ủng
hộ cho giả định bất đối xứng trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán tại một
số thị trường Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Nghiên cứu được thực hiện nhằm tìm ra mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng
khoán tại một số thị trường Việt Nam và kiểm chứng mối quan hệ bất đối xứng giữa hai
thị trường (chứng khoán và ngoại hối).
Câu hỏi nghiên cứu
Tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán có tác động lẫn nhau trong ngắn hạn và dài
hạn hay không?
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán đối xứng và bất đối xứng có
tồn tại hay không?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
Nhằm đánh giá mối quan hệ bất đối xứng giữa thay đổi tỷ giá với giá chứng khoán
và ngược lại, nghiên cứu sử dụng dữ liệu tại Việt Nam theo tháng trong giai đoạn
2008M01–2018M03. Như đã đề cập phần trước, dữ liệu nghiên cứu bao gồm: giá chứng

13. khoán (SP), tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương NEER (EX), chỉ số sản xuất công
nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và cung tiền M2 (M).
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn sử dụng phương pháp định lượng sử dụng hàm hồi quy ARDL và ARDL
phi tuyến để phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán. Công cụ sử
dụng Microsoft Office Excel, Eviews 9.0 để xử lý số liệu và các hàm hồi quy trong luận
văn.
Kết cấu của đề tài
Ngoài lời mở đầu, kết luận và phụ lục đề tài được trình bày gồm 3 chương:
Chương I: Giới thiệu
Chương II: Khung lý thuyết
Chương III: Phương pháp nghiên cứu
Chương IV: Kết quả
Chương V: Kết luận

14. 1
CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU
Một trong những lĩnh vực kinh tế tài chính nhận được sự quan tâm từ giới nghiên
cứu và đầu tư là sự liên kết giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán. Mối
quan hệ giữa hai thị trường có thể được giải thích thông qua cách tiếp cận danh mục đầu
tư (định hướng cổ phiếu) và cách tiếp cận thị trường hàng hóa (định hướng dòng chảy).
Theo cách tiếp cận đầu tiên, sự giàu có là một trong những yếu tố quyết định chính của
tỷ giá hối đoái. Sự gia tăng giá chứng khoán thường làm tăng sự giàu có của người dân,
đến lượt làm tăng cầu tiền và do đó, làm tăng lãi suất, thu hút đầu tư quốc tế, và kết quả
cuối cùng là đồng nội tệ được định giá cao. Mặt khác, theo cách tiếp cận thị trường hàng
hóa, nội tệ định giá thấp có thể thúc đẩy xuất khẩu và lợi nhuận của các doanh nghiệp
xuất khẩu. Một khi lợi nhuận cao được công bố, có thể khiến giá cổ phiếu doanh nghiệp
tăng lên. Hơn nữa, định giá thấp làm tăng chi phí đầu vào nhập khẩu, có thể làm tăng
chi phí sản xuất của các doanh nghiệp. Nếu chi phí cao hơn dẫn đến lợi nhuận hoặc kỳ
vọng lợi nhuận thấp hơn, giá cổ phiếu của doanh nghiệp có thể bị ảnh hưởng. Vì lý do
này, giá chứng khoán có thể di chuyển theo một trong hai hướng trên.
Kể từ thời điểm Bahmani-Oskooee và Sohrabian (1992) làm rõ mối quan hệ giữa
thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối, hàng loạt nghiên cứu tiến hành xác minh
mối quan hệ nhân quả ngắn hạn giữa hai thị trường trên và khả năng cho sự hiện diện
của một mối quan hệ dài hạn. Điển hình như Bahmani-Oskooee và Sohrabian (1992)
cho thấy mặc dù tỷ giá hối đoái hiệu dụng của đô la Mỹ và chỉ số S&P 500 tác động
Granger với nhau trong ngắn hạn, nhưng chúng không đồng liên kết với nhau trong dài
hạn. Phát hiện trên cũng được xác nhận trong nhiều nghiên cứu cho các quốc gia khác.
Ví dụ, Granger và cộng sự (2000) cho Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc,
Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Đài Loan; Nieh và Lee (2001) cho
Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh và Mỹ; Smyth và Nandha (2003) cho Bangladesh,
Ấn Độ, Pakistan và Sri Lanka; Lean và cộng sự (2005) cho 8 quốc gia châu Á; Phylaktis
và Ravazzolo (2005) cho 5 quốc gia châu Á; Obben và cộng sự (2006) cho New Zealand;
Yau và Nieh (2006) cho Đài Loan và Nhật Bản; Pan và cộng sự (2007) cho 7 quốc gia

15. 2
châu Á; Ismail và Isa (2009) cho Malaysia; Rahman và Uddin (2009) cho Bangladesh,
Ấn Độ và Pakistan; Kutty (2010) cho Mexico; Zhao (2010) cho Trung Quốc; Alagidede
và cộng sự (2011) cho Úc, Canada, Nhật Bản, Thụy Sĩ và Anh; Lean và cộng sự (2011)
cho các quốc gia châu Á; Lee và cộng sự (2011) cho các quốc gia châu Á; Eita (2012)
cho Namibia; Inegbedion (2012) cho Nigeria; Kollias và cộng sự (2012) cho các quốc
gia châu Âu; Tsai (2012) cho các quốc gia châu Á; Wickremasinghe (2012) cho Sri
Lanka; Abidin (2013) cho các quốc gia châu Á bao gồm Úc và New Zealand; Buberkoku
(2013) cho một số quốc gia phát triển và đang phát triển; Khan và cộng sự (2013) cho
Pakistan; Boonyanam (2014) cho Thái Lan; Caporale và cộng sự (2014) cho một số
quốc gia công nghiệp bao gồm khu vực đồng Euro; Moore và Wang (2014) cho các quốc
gia phát triển và đang phát triển; và Yang và cộng sự (2014) cho các quốc gia châu Á.
Trong khi các nghiên cứu trên không thể đi đến kết luận cuối cùng về mối quan hệ dài
hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán, vẫn có một số nghiên cứu xác minh được
điều này. Danh sách bao gồm Richards và cộng sự (2009) cho Úc; Yau và Nieh (2009)
cho Nhật Bản và Đài Loan; Tian và Ma (2010) cho Trung Quốc; Chortareas và cộng sự
(2011) cho Ai Cập, Oman, Saudi Ả rập và Kuwait; Harjito và McGowan (2011) cho
Indonesia, Philippines, Singapore và Thái Lan; Parsva và Lean (2011) cho Ai Cập; Iran,
Jordan, Kuwait, Oman và Saudi Arabia; Lin (2012) cho Ấn Độ, Indonesia, Hàn Quốc,
Philippines; Đài Loan và Thái Lan; Groenewold và Paterson (2013) cho Úc; Tsagkanos
và Siriopoulos (2013) cho EU và Mỹ; Unlu (2013) cho các quốc gia châu Á sử dụng dữ
liệu bảng; và Tuncer (2014) cho Thổ Nhĩ Kỳ.
Nghiên cứu này được thực hiện xuất phát từ các nguyên nhân sau. Các nghiên cứu
hiện nay đa phần tập trung vào tác động đối xứng của thay đổi tỷ giá (đồng tiền của một
quốc gia được định giá cao hoặc thấp) lên giá chứng khoán; nghĩa là, với giả định cách
tiếp cận thị trường, sự định giá cao của đồng nội tệ làm tổn hại thị trường chứng khoán
quốc nội, thì sự định giá thấp của đồng nội tệ sẽ làm cải thiện giá chứng khoán (với độ
lớn thay đổi như nhau trong cả hai trường hợp). Nhưng điều này có thể không đúng hoàn
toàn, vì sự định giá cao và định giá thấp sẽ không tác động như nhau cả về độ lớn và
hướng lên giá chứng khoán. Điều này là do số lượng gia tăng trong giá chứng khoán do

16. 3
giảm giá tiền tệ có thể không bằng với số lượng giảm trong giá chứng khoán do tăng giá
tiền tệ, do đó, ảnh hưởng của thay đổi tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán có thể bất đối
xứng. Sự bất đối xứng trong quan hệ tỷ giá - giá chứng khoán hàm ý rằng thay đổi trong
tỷ giá ảnh hưởng lên giá chứng khoán khác nhau tùy thuộc vào việc tiền tệ định giá cao
hay thấp. Sự bất đối xứng có thể hiện diện dưới hai dạng: bất đối xứng về hướng tác
động; có nghĩa là các quốc gia hoặc ngành công nghiệp khác nhau có thể phản ứng khác
nhau với sự định giá cao hoặc thấp; và bất đối xứng về độ lớn tác động; có nghĩa là các
quốc gia hoặc ngành công nghiệp khác nhau phản ứng với mức độ khác nhau (lớn hay
nhỏ) trước sự thay đổi trong tỷ giá. Ví dụ, đối với một doanh nghiệp, chi phí đầu vào
nhập khẩu giảm khi đồng nội tệ tăng giá, dẫn đến tăng lợi nhuận và do đó giá cổ phiếu
tăng. Tuy nhiên, đối với cùng một công ty, khi đồng nội tệ mất giá, chi phí đầu vào nhập
khẩu tăng. Nhưng để duy trì thị phần, các doanh nghiệp có thể giữ giá của hàng hóa
không đổi và buộc phải hấp thụ phần chi phí tăng thêm bằng cách giảm biên lợi nhuận;
hoặc các doanh nghiệp có thể tăng giá của hàng hóa một phần nhỏ, do đó chuyển một
chút chi phí cho người tiêu dùng, mà không làm giảm đáng kể thị phần của mình. Trong
cả hai trường hợp, lợi nhuận sẽ giảm, nhưng mức giảm sẽ khác với mức tăng khi xét
trường hợp đồng nội tệ tăng giá. Mặt khác, theo lập luận của Bahmani-Oskooee và Saha
(2015), hầu hết những người tham gia thị trường chứng khoán đưa ra các quyết định đầu
tư dựa trên kỳ vọng của bản thân, do đó, rất có khả năng những thay đổi trong tỷ giá sẽ
ảnh hưởng bất đối xứng lên giá chứng khoán. Ví dụ, như đã đề cập ở trên, sự giảm giá
tiền tệ làm tăng chi phí đầu vào nhập khẩu và làm cho hàng hóa xuất khẩu trở nên rẻ
hơn. Nếu nhiều nhà đầu tư và quản lý quỹ tin rằng các doanh nghiệp phụ thuộc xuất
khẩu sẽ đạt được nhiều hơn những gì mà công ty phụ thuộc đầu vào nhập khẩu mất, giá
cổ phiếu tổng thể sẽ tăng lên. Tuy nhiên, một số người tham gia thị trường có thể tin
rằng kết quả này cũng xảy ra ngay cả khi tiền tệ tăng giá. Do sự điều chỉnh chậm chạp
của một phần các nhà xuất khẩu (ví dụ như chậm quyết định, chậm sản xuất, chậm giao
hàng,…), trong khi các nhà xuất khẩu sẽ không chịu ảnh hưởng bởi sự tăng giá tiền tệ
một thời gian, các nhà nhập khẩu đầu vào sẽ hưởng lợi, do đó, hiệu ứng bất đối xứng
xảy ra.

17. 4
Nghiên cứu được thực hiện nhằm cung cấp các bằng chứng hỗ trợ cho giả định bất
đối xứng trong mối quan hệ giữa tỷ giá và giá chứng khoán tại một số thị trường Việt
Nam. Vì bên cạnh việc sử dụng mô hình đa biến nắm bắt tác động của các yếu tố vĩ mô
khác, nghiên cứu còn sử dụng mô hình song biến cho việc kiểm chứng mối quan hệ bất
đối xứng giữa hai thị trường (chứng khoán và ngoại hối); do đó, tác giả tiến hành thêm
bước bổ sung là điều tra các hiệu ứng đối xứng và bất đối xứng của thay đổi (tăng và
giảm) trong giá chứng khoán lên tỷ giá hối đoái, điều mà các mô hình đa biến được sử
dụng bởi nhiều nghiên cứu gần đây như Bahmani-Oskooee và Saha (2015, 2016) không
thể làm được. Để thực hiện các mục tiêu trên, nghiên cứu dựa theo mô hình NARDL đề
xuất bởi Shin và cộng sự (2014). Các phần còn lại của nghiên cứu bao gồm: Chương 2
trình bày các lý thuyết liên quan mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và ngoại hối,
cùng các bằng chứng thực nghiệm liên quan. Chương 3 trình bày phương pháp nghiên
cứu cùng bộ dữ liệu cho khung phân tích. Chương 4 trình bày kết quả phân tích quan hệ
đối xứng và bất đối xứng giữa hai thị trường; và cuối cùng, Chương 5 đưa ra các kết
luận cho bài nghiên cứu.

18. 5
CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT
2.1. Mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và ngoại hối
Mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái vẫn còn là chủ đề gây tranh
cãi suốt nhiều năm qua. Rõ ràng, lý thuyết kinh tế cổ điển đề xuất mối quan hệ giữa cả
hai nhưng các nghiên cứu hàn lâm lại cho ra các góc nhìn khác nhau về cách mà hai thị
trường này kết nối với nhau cũng như thông qua các kênh nào. Để minh họa cho sự tranh
cãi này, tác giả xin đưa ra ví dụ sau, Aggarwal (1981) và Roll (1992) tìm thấy mối quan
hệ cùng chiều giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái tại thị trường Mỹ. Thế nhưng,
cùng một thị trường nhưng khác về độ dài mẫu quan sát, Soenen và Hennigar (1988) lại
tìm thấy mối quan hệ ngược chiều giữa hai thị trường. Một số nghiên cứu khác tìm thấy
mối quan hệ rất yếu hoặc không có khi thực hiện phân tích thực nghiệm. Nghiên cứu
của Chow (1997) là một ví dụ điển hình về kết quả như vậy. Hai trường phái lý thuyết
rất phổ biến trong các tài liệu về quan hệ động giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái
thực, đó là các cách tiếp cận “hướng dòng chảy” (flow-oriented model) và cách tiếp cận
“hướng cổ phiếu” (stock-oriented model).
2.1.1. Cách tiếp cận “hướng dòng chảy”
Các mô hình “hướng dòng chảy” dựa trên hai trụ cột của lý thuyết kinh tế. Trụ cột
đầu tiên là mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và hoạt động kinh tế, được các nghiên
cứu trước đây đề cập như Cornell (1983) và Wolf (1988). Mối quan hệ này ngụ ý rằng
khi tỷ giá hối đoái thực giảm, nó làm tăng khả năng cạnh tranh của hàng hóa nội địa so
với hàng hóa nước ngoài và làm tăng tổng cầu và sản lượng trong nước. Trụ cột thứ hai
là mối quan hệ giữa hoạt động kinh tế và thị trường chứng khoán như đã được trình bày
trong các nghiên cứu trước đây như Schwert (1990), Roll (1992) và Canova và DeNicolo
(1995). Mối quan hệ này luôn tồn tại bởi vì về mặt lý thuyết, giá cổ phiếu của các doanh
nghiệp chịu ảnh hưởng bởi dòng tiền dự kiến trong tương lai, một lần nữa lại chịu ảnh
hưởng bởi hoạt động kinh tế thông qua tổng cầu. Với hai trụ cột này, các nghiên cứu của
Fama (1981) và Geske và Roll (1983) khẳng định rằng tăng trưởng kinh tế thực, tỷ lệ
việc làm, lợi nhuận doanh nghiệp, hoạt động kinh tế hiện tại và dự kiến trong tương lai

19. 6
(đo lường bằng sản lượng công nghiệp) đều được phản ánh vào giá cổ phiếu. Do đó, nếu
lý thuyết mô hình “hướng dòng chảy” tồn tại sẽ dẫn đến kết quả xuất khẩu trong nước
tăng khi nhập khẩu nước ngoài tăng, vì có mối liên kết thương mại giữa hai khu vực
kinh tế. Điều này sẽ mang lại sự định giá cao của đồng nội tệ buộc tỷ giá hối đoái thực
tăng lên và hoạt động kinh tế trong nước tăng lên, điều này sẽ dẫn đến giá chứng khoán
trong nước tăng. Tóm lại, sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực có thể làm cho giá chứng
khoán tăng lên do ảnh hưởng của nó đến hoạt động kinh tế.
2.1.2. Cách tiếp cận “hướng cổ phiếu”
Các mô hình “định hướng cổ phiếu” dựa vào phương pháp tiếp cận danh mục đầu
tư khi xác định tỷ giá hối đoái. Mô hình giả định rằng giới đầu tư phân bổ tài sản của
mình giữa các loại tài sản khác nhau, như nội tệ, trái phiếu trong nước và chứng khoán
nước ngoài,… Tỷ giá hối đoái sẽ cân bằng cung và cầu của các tài sản này. Nếu cung
hoặc cầu các tài sản này thay đổi thì nó cũng sẽ làm thay đổi trạng thái cân bằng của tỷ
giá hối đoái thực. Do đó, nếu mô hình “định hướng cổ phiếu” được áp dụng cho thị
trường trong nước, việc tăng giá trên thị trường chứng khoán nước ngoài sẽ làm tăng
giá chứng khoán trong nước do gia tăng liên kết giữa thị trường trong nước và thế giới.
Điều này dẫn đến “hiệu ứng giàu có”, làm tăng sự giàu có và nhu cầu đối với tất cả tài
sản. Sau đó, lãi suất sẽ tăng lên do sự dư thừa cầu tiền. Giới đầu tư sẽ thay thế chứng
khoán nước ngoài cho tài sản trong nước. Điều đó sẽ dẫn đến sự định giá cao đồng nội
tệ và tỷ giá thực sẽ tăng lên. Ngược lại, “hiệu ứng giàu có” cũng sẽ tác động ngược lại
lên cầu tài sản nước ngoài, dẫn đến tỷ giá hối đoái giảm ở mức độ nào đó. Bởi vì hai
hiệu ứng ngược lại, không rõ liệu tỷ giá hối đoái thực sẽ tăng hay giảm. Bước đi sẽ phụ
thuộc vào các thành phần khác nhau của mô hình và vị thế tương đối của chúng.
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm liên quan
2.2.1. Nghiên cứu liên quan đến mô hình song biến
Có lẽ nghiên cứu đầu tiên tập trung vào mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ
giá hối đoái là của Aggarwal (1981) khi sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn
1974–1978 tại thị trường Mỹ. Bằng cách sử dụng chỉ số tổng hợp của giá chứng khoán

20. 7
và tỷ giá hối đoái hiệu dụng của đồng đô la, tác giả cho thấy mối quan hệ cùng chiều
giữa hai biến số, tức là sự mất giá của đồng đô la hoặc sự suy giảm tỷ giá hối đoái hiệu
dụng của đồng đô la khiến cho giá chứng khoán giảm. Hàm ý là nhiều doanh nghiệp bị
tổn thương do sự mất giá hơn là hưởng lợi. Nghiên cứu đối lập của Soenen và Hennigar
(1988) xem xét phản ứng của giá cổ phiếu của 7 ngành công nghiệp tại Mỹ khi giá trị
của đồng đô la thay đổi. 7 ngành được lựa chọn với niềm tin rằng chúng chịu ảnh hưởng
nặng nề bởi thương mại quốc tế; 7 lĩnh vực này gồm ô tô, máy tính, máy móc, giấy, dệt
may, thép và hóa chất. Nghiên cứu phát hiện mối quan hệ giữa giá cổ phiếu của từng
ngành và giá trị của đồng đô la là ngược chiều, ngụ ý rằng khi đồng đô la mất giá, mỗi
ngành xuất khẩu nhiều hơn và thu lợi nhuận từ thương mại.
Tuy nhiên, các nghiên cứu trên trên chưa đề cập bất kỳ thuộc tính liên kết cũng
như đồng liên kết nào giữa hai thị trường. Vì vậy, phát hiện của các tác giả trên có thể
bị vấn đề hồi quy giả mạo. Để giải quyết vấn đề này, Bahmani-Oskooee và Sohrabian
(1992) sử dụng dữ liệu hàng tháng giai đoạn 1973–1988 và chỉ ra rằng chỉ số S&P 500
và tỷ giá hối đoái hiệu dụng của đồng đô la là các biến không dừng. Ứng dụng kiểm
định đồng liên kết Engle-Granger (1987) cho thấy rằng không có mối quan hệ dài hạn
giữa hai biến. Tuy nhiên, việc áp dụng kiểm định nhân quả Granger cho thấy hai thị
trường tác động nhân quả lẫn nhau trong ngắn hạn.
Cuộc khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 đã thúc đẩy mối quan tâm mới trong
việc nghiên cứu sự tương tác giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán, chủ yếu ở các
quốc gia đang phát triển. Granger, Huang và Yang (2000) tập trung vào các quốc gia
Đông Á gồm Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines,
Singapore, Thái Lan và Đài Loan; và sử dụng kiểm định nhân quả Granger và đồng liên
kết Gregory Hansen để phân tích mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái.
Các tác giả sử dụng dữ liệu hàng ngày cho giai đoạn 1986–1997 và cho thấy rằng thay
đổi tỷ giá ảnh hưởng đến giá chứng khoán tại Nhật Bản và Thái Lan. Đối với Đài Loan,
mối quan hệ này đảo ngược, đó là, giá chứng khoán ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái. Các
tác giả tìm thấy mối quan hệ hai chiều giữa hai thị trường ở Indonesia, Hàn Quốc,
Malaysia và Philippines, một phát hiện tương tự như của Bahmani-Oskooee và

21. 8
Sohrabian (1992) cho Mỹ. Tuy nhiên, thị trường Singapore không thể hiện bất kỳ mối
quan hệ nào. Thông qua kiểm tra nhân quả Granger, nghiên cứu tìm thấy bằng chứng tỷ
giá hối đoái ảnh hưởng nhân quả đến giá chứng khoán ở 8 trong số 9 quốc gia.
Theo cách tương tự, Nieh và Lee (2001) sử dụng dữ liệu hàng ngày từ giai đoạn
1993–1996 và khám phá mối quan hệ động giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái ở
các quốc gia G-7 (Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật, Anh và Mỹ). Các kiểm định Engle-
Granger và Johansen ML được sử dụng. Kết quả nghiên cứu, một lần nữa, ủng hộ những
phát hiện của Bahmani-Oskooee và Sohrabian (1992) và báo cáo rằng không có mối
quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái ở tất cả các quốc gia G-7. Kết
quả từ ước tính VECM cho thấy hai biến tài chính (tỷ giá và giá chứng khoán) không có
khả năng tiên đoán trong hơn hai ngày liên tiếp và do đó, tồn tại mối quan hệ ngắn hạn
đáng kể kéo dài chỉ trong một ngày đối với một số quốc gia G-7 nhất định.
Tiếp tục nghiên cứu tương tự, Smyth và Nandha (2003) kiểm tra mối quan hệ giữa
giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái ở 4 quốc gia Nam Á gồm Bangladesh, Ấn Độ,
Pakistan và Sri Lanka, sử dụng dữ liệu hàng ngày từ năm 1995 đến năm 2001. Giống
với các nghiên cứu trước, kiểm định Engle-Granger cũng như kỹ thuật đồng liên kết
Johansen được áp dụng, các tác giả không thể tìm thấy bất kỳ mối quan hệ cân bằng dài
hạn giữa hai biến trong bất kỳ 4 quốc gia nào. Sử dụng kiểm định nhân quả Granger,
các tác giả cũng kết luận rằng tỷ giá hối đoái tác động Granger lên giá chứng khoán ở
Ấn Độ và Sri Lanka, nhưng đối với Bangladesh và Pakistan, các tác giả không tìm thấy
bằng chứng về quan hệ nhân quả theo bất kỳ hướng nào. Trong thời kỳ khủng hoảng,
những biến động về giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái khá cao. Cuộc khủng hoảng tài
chính châu Á năm 1997 đã dẫn đến hàng loạt sự sụp đổ tài chính. Để xem xét kinh
nghiệm của các quốc gia khác trong khu vực khủng hoảng, Lean, Halim và Wong (2005)
sử dụng dữ liệu hàng tuần từ năm 1991 đến năm 2002 cho Hồng Kông, Indonesia,
Singapore, Malaysia, Hàn Quốc, Philippines và Thái Lan để nghiên cứu kịch bản trước
và sau khủng hoảng và ảnh hưởng của cuộc tấn công khủng bố 9/11. Các tác giả áp dụng
cả kỹ thuật đồng liên kết và nhân quả kép. Đối với tất cả các quốc gia ngoại trừ
Philippines và Malaysia, các tác giả không tìm thấy bằng chứng về quan hệ nhân quả

22. 9
Granger giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái trong giai đoạn trước khủng hoảng tài
chính châu Á. Trong thời kỳ khủng hoảng, các tác giả tìm thấy bằng chứng về quan hệ
nhân quả giữa hai biến số. Kết quả cho thấy không có quan hệ đồng liên kết giữa các
biến trước hoặc trong cuộc khủng hoảng châu Á năm 1997, nhưng sau cuộc tấn công
khủng bố 9/11, mối quan hệ đồng liên kết yếu hơn giữa các biến được tìm thấy.
Phylaktis và Ravazzolo (2005) sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1980 đến năm
1998 cho Hồng Kông, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore và Thái Lan. Các tác
giả phân tích các mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng
khoán và các kênh mà qua đó, các cú sốc ngoại sinh ảnh hưởng đến hai biến số này. Các
tác giả thấy rằng tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán có liên quan cùng chiều bằng cách
sử dụng phương pháp đồng liên kết và kiểm định nhân quả Granger. Giá chứng khoán
Mỹ là biến nhân quả, hoạt động như một kênh liên kết tỷ giá hối đoái của 5 quốc gia với
chỉ số thị trường chứng khoán của chúng. Chuyển sang châu Âu, Obben và Shakur
(2006) phân tích mối quan hệ giữa hiệu suất của thị trường chứng khoán và tỷ giá hối
đoái ở New Zealand, sử dụng phương pháp VAR kết hợp với dữ liệu hàng tuần từ năm
1999 đến năm 2005. 5 tỷ giá hối đoái của các loại tiền tệ được sử dụng nhằm xây dựng
chuỗi chỉ số tỷ giá với tỷ trọng thương mại của New Zealand. Các tác giả kết luận rằng
cả về ngắn hạn lẫn dài hạn đều có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa 5 tỷ giá hối đoái
và một vài chỉ số giá chứng khoán. Liên quan đến tỷ giá phi đô la, Yau và Nieh (2006)
sử dụng dữ liệu hàng tháng của Nhật Bản và Đài Loan từ năm 1991 đến năm 2005, để
nghiên cứu mối quan hệ giữa giá chứng khoán của Đài Loan và Nhật Bản và tỷ giá
NTD/Yên. Các tác giả áp dụng kiểm định nhân quả Granger và thấy rằng có mối quan
hệ nhân quả hai chiều giữa giá chứng khoán của Đài Loan và Nhật Bản nhưng không có
mối quan hệ nhân quả đáng kể giữa tỷ giá NTD/Yên và giá chứng khoán của Nhật Bản
và Đài Loan. Từ phương pháp đồng liên kết Johansen, kết quả thực nghiệm kết luận
rằng không có mối quan hệ dài hạn giữa ba biến. Tuy nhiên, Yau và Nieh (2009) xem
xét lại vấn đề này bằng cách kiểm định đồng liên kết với hiệu ứng ngưỡng giữa giá
chứng khoán và tỷ giá hối đoái tại Nhật Bản và Đài Loan và ảnh hưởng của tỷ giá hối
đoái Mỹ trên thị trường tài chính của Đài Loan. Sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1991

23. 10
đến năm 2008, các tác giả tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa
NTD/JPY và giá chứng khoán của Nhật Bản và Đài Loan. Không có mối quan hệ nhân
quả ngắn hạn nào giữa tài sản tài chính của 2 quốc gia, có nghĩa là tỷ giá hối đoái và
biến động giá chứng khoán không ảnh hưởng lẫn nhau trong ngắn hạn. Kết quả hỗ trợ
phương pháp tiếp cận truyền thống, đó là mối quan hệ cùng chiều dài hạn chạy từ tỷ giá
hối đoái của Nhật Bản hoặc Mỹ sang giá chứng khoán của Đài Loan.
Đối với 7 quốc gia châu Á (Hồng Kông, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia,
Singapore, Đài Loan và Thái Lan), Panvà cộng sự (2007) áp dụng các phương pháp
quan hệ nhân quả Granger và kiểm định đồng liên kết Johansen để kiểm tra các mối liên
kết giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái, sử dụng dữ liệu hàng ngày từ năm 1988 đến
năm 1998. Các tác giả kết luận rằng trong thời gian khủng hoảng tài chính châu Á không
có mối quan hệ cân bằng dài hạn nào giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán. Đối với
Hồng Kông, Nhật Bản, Malaysia và Thái Lan, có mối quan hệ nhân quả đáng kể từ tỷ
giá hối đoái đến giá chứng khoán trước khủng hoảng tài chính châu Á năm 1997 và
trong thời kỳ khủng hoảng tài chính, các tác giả tìm thấy mối quan hệ nhân quả từ tỷ giá
đến giá chứng khoán tại tất cả thị trường ngoại trừ Malaysia.
Tất cả các nghiên cứu được đề cập ở trên đều cho rằng mối quan hệ giữa giá chứng
khoán và tỷ giá hối đoái là tuyến tính. Ismail và Isa (2009) sử dụng mô hình VAR chuyển
đổi Markov và giả định hai biến sẽ phụ thuộc vào trạng thái (regime dependent). Sau
đó, các tác giả nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán
tại Malaysia sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1990 đến năm 2005. Kiểm định đồng
liên kết Johansen cho thấy bằng chứng không có quan hệ đồng liên kết giữa các biến.
Phân tích của các tác giả cho thấy rằng một mô hình phi tuyến thích hợp hơn để mô hình
hóa tất cả các chuỗi so với mô hình tuyến tính. Các tác giả cũng tìm thấy bằng chứng về
hành vi chuyển đổi trạng thái chung giữa các biến. Cho dù mối quan hệ tuyến tính hay
phi tuyến, dường như không có nghiên cứu nào tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ dài
hạn. Điều này tương tự với Rahman và Uddin (2009) khi sử dụng dữ liệu hàng tháng từ
năm 2003 đến 2008 cho Bangladesh, Ấn Độ và Pakistan cùng phương pháp đồng liên
kết Johansen và kiểm định nhân quả Granger. Không chỉ họ tìm thấy bằng chứng không

24. 11
có mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái, các tác giả cũng không
tìm thấy mối quan hệ nhân quả chạy từ bất kỳ hướng nào giữa các biến. Các phát hiện
hàm ý rằng những người tham gia thị trường không thể sử dụng thông tin của bất kỳ một
trong hai thị trường để giúp dự báo thị trường còn lại.
Điểm qua thị trường Úc, sử dụng dữ liệu hàng ngày từ năm 2003 đến năm 2006,
Richards và cộng sự (2009) nghiên cứu mối quan hệ giữa hai biến. Bằng cách sử dụng
kiểm định đồng liên kết Johansen, các tác giả cho thấy rằng cả giá chứng khoán và tỷ
giá hối đoái đều đồng liên kết trong dài hạn. Phương pháp kiểm tra nhân quả Granger
đã hỗ trợ cách tiếp cận cân bằng danh mục đầu tư khi cho biết những thay đổi về giá
chứng khoán ảnh hưởng đến những thay đổi về tỷ giá hối đoái. Tuy nhiên, sử dụng dữ
liệu hàng tuần từ năm 1989 đến năm 2006, Kutty (2010) không thể hỗ trợ quan hệ đồng
liên kết ở Mexico, mặc dù một số bằng chứng về quan hệ nhân quả Granger ngắn hạn
đã được tìm thấy. Xem xét thị trường Trung Quốc, mối quan hệ động giữa tỷ giá hối
đoái và giá chứng khoán được nghiên cứu bởi Zhao (2010), sử dụng dữ liệu hàng tháng
từ năm 1991 đến năm 2009. Áp dụng phương pháp đồng liên kết Johansen, kết quả cho
thấy không có mối quan hệ cân bằng dài hạn ổn định giữa tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng
và giá chứng khoán. Nguồn gốc và độ lớn của các lan truyền được xác định thông qua
mô hình VAR và mô hình GARCH đa biến (MGARCH). Từ thị trường ngoại hối đến
thị trường chứng khoán, không có hiệu ứng lan truyền trung bình nhưng có hiệu ứng lan
truyền biến động hai chiều.
Một số nghiên cứu nỗ lực xem xét mối liên kết giữa hai biến bằng cách sử dụng
dữ liệu cập nhật (updated data). Alagidebe và cộng sự (2011) sử dụng dữ liệu hàng tháng
từ năm 1992 đến năm 2005 cho Úc, Canada, Nhật Bản, Thụy Sĩ và Anh. Một lần nữa,
các tác giả cũng không tìm thấy mối quan hệ dài hạn nào giữa các biến số. Thông qua
kiểm định nhân quả Granger, nghiên cứu tìm thấy tại Canada, Thụy Sĩ và Anh có mối
liên hệ nhân quả chạy từ tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán và ở Nhật Bản có quan hệ
nhân quả chạy từ giá chứng khoán đến tỷ giá hối đoái. Tương tự, Harjito và McGowan
(2011) sử dụng dữ liệu hàng tuần từ năm 1993 đến năm 2002 cho Indonesia, Philippines,
Singapore và Thái Lan và báo cáo bằng chứng về quan hệ nhân quả hai chiều tại Thái

25. 12
Lan và Singapore. Các tác giả cũng tìm thấy quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái
và giá chứng khoán; và quan hệ đồng liên kết giữa 4 thị trường chứng khoán.
Bằng cách sử dụng dữ liệu hàng tuần từ năm 1999 đến năm 2010 cho các quốc gia
Úc, New Zealand, Nhật Bản, Thụy Sĩ, Mỹ, Anh và khu vực Euro, Katechos (2011) kiểm
tra mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và tỷ giá hối đoái. Phương pháp hồi quy
ML với mô hình GARCH được áp dụng và kết quả cho thấy có mối liên hệ giữa tỷ giá
hối đoái và suất sinh lợi thị trường chứng khoán toàn cầu; nhưng đặc điểm của tiền tệ
xác định dấu của mối quan hệ. Giá trị của tiền tệ có lãi suất cao hơn có liên quan cùng
chiều đến lợi nhuận cổ phần toàn cầu và giá trị của tiền tệ có lãi suất thấp hơn có liên
quan ngược chiều đến lợi cổ phần toàn cầu. Sự chênh lệch lớn trong lãi suất là yếu tố
giải thích chính trong mô hình. Sử dụng dữ liệu hàng tuần từ năm 1990 đến năm 2005
cho Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore và
Thái Lan, Lean và cộng sự (2011) kiểm tra sự tương tác giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng
khoán bằng cách cho phép sự hiện diện của điểm gãy cấu trúc. Các tác giả áp dụng
phương pháp đồng liên kết Lagrange Multiplier (LM), kiểm định đồng liên kết Gregory
Hansen và quan hệ nhân quả Granger và tìm thấy ít bằng chứng về mối quan hệ cân
bằng dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán. Chỉ có ở Hàn Quốc, tỷ giá hối
đoái và giá chứng khoán đồng liên kết với nhau. Hiệu lực dự báo của hai biến được giới
hạn chỉ trong ngắn hạn, mặc dù không phải cho tất cả các quốc gia. Một lần nữa, sử
dụng dữ liệu hàng tuần trong giai đoạn 2000–2008, Lee và cộng sự (2011) xem xét thị
trường Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Đài Loan và Thái Lan để kiểm tra
mối quan hệ giữa hai biến và ảnh hưởng đến mối tương quan giữa chúng do biến động
của thị trường chứng khoán gây ra. Các tác giả sử dụng mô hình GARCH nhằm chứng
minh rằng ở Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Thái Lan và Đài Loan có những lan truyền
giá đáng kể từ thị trường chứng khoán sang thị trường ngoại hối. Thị trường chứng
khoán biến động không ảnh hưởng đến sự tương quan giữa thị trường chứng khoán và
thị trường ngoại hối. Đối với tất cả các quốc gia ngoại trừ Philippines, tương quan trở
nên lớn hơn khi thị trường chứng khoán trở nên biến động hơn.

26. 13
Sử dụng phân tích hồi quy lăn (rolling regression), Kollias và cộng sự (2012)
nghiên cứu mối liên kết giữa hai biến. Lợi thế của việc sử dụng hồi quy lăn là, với kích
thước mẫu tương tự, tại một lúc, chu kỳ mẫu di chuyển tới bởi một quan sát; do đó,
phương pháp đề cập các thông tin mới có sẵn. Các tác giả sử dụng dữ liệu hàng ngày từ
năm 2002 đến năm 2008 cho các quốc gia châu Âu và cho thấy rằng không có mối quan
hệ dài hạn giữa hai biến. Hướng nhân quả phụ thuộc vào điều kiện của thị trường. Tồn
tại quan hệ nhân quả chạy từ tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán trong trạng thái bình
thường, trong khi quan hệ nhân quả có thể chạy từ giá chứng khoán đến tỷ giá hối đoái
trong các trạng thái khủng hoảng.
Khác với các phương pháp thông thường, Tsai (2012) sử dụng phương pháp hồi
quy phân vị cho dữ liệu hàng tháng từ năm 1992 đến năm 2009 cho Singapore, Thái
Lan, Malaysia, Philippines, Hàn Quốc và Đài Loan. Phương pháp hồi quy phân vị giúp
nghiên cứu mối quan hệ theo các điều kiện thị trường khác nhau (“các phân vị khác nhau
của tỷ giá hối đoái”). Tỷ giá hối đoái và giá cchứng khoán có liên quan ngược chiều khi
tỷ giá hối đoái rất cao hoặc thấp. Vì vậy, tùy thuộc vào điều kiện của thị trường, mối
quan hệ có thể thay đổi. Xem xét tỷ giá hối đoái khác với đồng đô la Mỹ,
Wickremasinghe (2012) để kiểm tra mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối
đoái Sri Lanka so với Rupi Ấn Độ, Yên Nhật, đồng bảng Anh và đô la Mỹ. Kết quả cho
thấy không có bằng chứng về mối quan hệ dài hạn giữa bất kỳ tỷ giá hối đoái nào và giá
chứng khoán ở Sri Lanka. Chỉ có bằng chứng về quan hệ nhân quả một chiều chạy từ
giá chứng khoán đến tỷ giá hối đoái của Sri Lanka so với đồng đô la Mỹ. Thông qua
phân tích phân rã phương sai, hầu hết phương sai của giá chứng khoán được giải thích
bởi Rupee Ấn Độ.
Hầu hết các nghiên cứu được sơ lược bên trên tập trung vào các quốc gia phát triển
hoặc đang phát triển. Tuy nhiên, Buberkoku (2013) xét cả các quốc gia phát triển và
đang phát triển, sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1998 đến năm 2008 nhằm nghiên
cứu mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái cho các quốc gia như Úc,
Canada, Anh, Đức, Nhật, Singapore, Hàn Quốc, Thụy Sĩ và Thổ Nhĩ Kỳ. Các phương
pháp được sử dụng là kiểm định đồng liên kết Engle-Granger và Johansen cùng kiểm

27. 14
định quan hệ nhân quả Granger. Kết quả cho thấy trong dài hạn không có mối quan hệ
giữa các biến tại các quốc gia đang xét tới, ngoại trừ Singapore. Trong ngắn hạn, giá
chứng khoán ảnh hưởng nhân quả đến tỷ giá hối đoái tại Canada, Thụy Sĩ và Thổ Nhĩ
Kỳ. Quan hệ nhân quả chạy từ tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán cho Singapore và
Hàn Quốc. Nhưng đối với Úc, Anh, Đức và Nhật Bản, không có mối quan hệ nhân quả
từ bất kỳ hướng nào. Để kiểm tra độ nhạy của các kết quả với tần suất dữ liệu, Tsagkanos
và cộng sự (2013) đã sử dụng cả dữ liệu hàng ngày và hàng tháng từ năm 2008 đến năm
2012 cho Liên minh châu Âu và Mỹ để nghiên cứu mối quan hệ giữa hai biến trong cuộc
khủng hoảng tài chính 2008 đến 2012. Các tác giả áp dụng các phương pháp hồi quy
đồng liên kết cấu trúc phi tham số, kiểm định Johansen cùng kiểm định quan hệ nhân
quả Granger. Các tác giả nhận thấy rằng các biến động về giá chứng khoán ảnh hưởng
đến các biến động trong tỷ giá hối đoái ở EU trong dài hạn và ở Mỹ trong ngắn hạn.
Đặc biệt chú ý đến thời kỳ khủng hoảng, Caporale và cộng sự (2014) tập trung vào
giai đoạn khủng hoảng ngân hàng 2007-2010 nhằm phân tích các liên kết giữa giá chứng
khoán và tỷ giá hối đoái. Đối với Canada, khu vực Euro, Nhật Bản, Thụy Sĩ, Anh và
Mỹ, các tác giả sử dụng dữ liệu hàng tuần được phân chia thành các khoảng thời gian:
giai đoạn trước khủng hoảng (2003–2007) và giai đoạn khủng hoảng (2007–2011). Sử
dụng các mô hình UEDCC-GARCH song biến, các tác giả thấy rằng trong ngắn hạn,
tồn tại quan hệ nhân quả Granger một chiều xuất phát từ lợi nhuận chứng khoán đến
những thay đổi tỷ giá hối đoái ở Mỹ và Anh; hướng ngược lại ở Canada, và đối với khu
vực đồng Euro và Thụy Sĩ hiện diện quan hệ nhân quả hai chiều. Nhân quả từ phương
sai (causility-in-variance) từ lợi nhuận chứng khoán đến các thay đổi tỷ giá hối đoái
được tìm thấy ở Mỹ; và đối với khu vực đồng Euro và Nhật Bản, hướng nhân quả theo
chiều ngược lại; trong khi đó có bằng chứng về quan hệ nhân quả phản hồi hai chiều ở
Thụy Sĩ và Canada. Trong cuộc khủng hoảng tài chính gần đây, sự phụ thuộc giữa hai
biến đã tăng lên.
Cuối cùng, trong các mô hình song biến, Yang và cộng sự (2014) sử dụng dữ liệu
hàng ngày từ năm 1997 đến 2010 cho Ấn Độ, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia,
Philippines, Singapore, Đài Loan và Thái Lan để nghiên cứu mối quan hệ giữa lợi nhuận

28. 15
chứng khoán và tỷ giá hối đoái. Các tác giả áp dụng kiểm định nhân quả Granger phân
vị và thấy rằng trong cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, tất cả các quốc gia ngoại trừ
Thái Lan có quan hệ nhân quả hai chiều giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán; và ở
Thái Lan, lợi nhuận chứng khoán dẫn dắt tỷ giá hối đoái. Hiệu ứng nhân quả là không
đồng nhất giữa các phân vị khác nhau và các giai đoạn khác nhau, và hầu hết các thị
trường chứng khoán và ngoại hối đều có tương quan nghịch.
Những phát hiện của các nghiên cứu sử dụng mô hình song biến (chỉ có giá chứng
khoán và tỷ giá) được đề cập ở trên có thể bị thiên lệch do việc bỏ sót các biến giải thích
tiềm năng khác. Nhóm nghiên cứu tiếp theo cố gắng giải quyết vấn đề này bằng cách
đưa vào các biến vĩ mô khác trong mô hình.
2.2.2. Nghiên cứu liên quan đến mô hình đa biến
Trong những năm gần đây, do xu hướng toàn cầu hóa, dòng vốn giữa các thị trường
quốc tế khác nhau đã tăng lên, điều này cũng dẫn đến sự gia tăng mối quan hệ chặt chẽ
giữa thị trường chứng khoán và thị trường ngoại hối. Các nghiên cứu thực nghiệm cũng
tập trung vào việc kiểm tra ảnh hưởng của các biến kinh tế vĩ mô khác nhau lên thị
trường chứng khoán. Phân tích ảnh hưởng của các biến số kinh tế vĩ mô khác nhau gồm
lạm phát, GDP, chỉ số sản xuất công nghiệp, cung tiền, giá dầu, lãi suất, vốn nước ngoài,
tỷ giá hối đoái,… là rất quan trọng vì chúng có thể giúp các nhà hoạch định của nền kinh
tế xây dựng chính sách tốt hơn . Các nhà đầu tư sẽ rất hào hứng và thú vị khi biết rõ làm
thế nào và biến nào làm cho giá chứng khoán biến động. Sử dụng mô hình APM, Chen,
Roll và Ross (1986) đã kiểm tra ảnh hưởng của các biến kinh tế vĩ mô khác nhau (sản
xuất công nghiệp, lạm phát, rủi ro,…) lên lợi nhuận chứng khoán của Mỹ và thấy rằng
các biến kinh tế vĩ mô có ảnh hưởng đáng kể đến lợi nhuận dự kiến. Fama và French
(1993) kiểm tra 4 đến 5 yếu tố ảnh hưởng đến lợi nhuận chứng khoán và giá chứng
khoán.
Tian và cộng sự (2010) nghiên cứu các mối quan hệ giữa giá chứng khoán và các
biến kinh tế vĩ mô như tỷ giá hối đoái, cung tiền, sản xuất công nghiệp và chỉ số giá tiêu
dùng, sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1995 đến năm 2009 cho Trung Quốc. Các tác

29. 16
giả sử dụng phương pháp ARDL. Kết quả cho thấy trước khi tự do hóa tài chính năm
2005, không có quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán
Thượng Hải. Sau khi tự do hóa, quan hệ đồng liên kết tồn tại. Cung tiền và tỷ giá hối
đoái ảnh hưởng đến giá chứng khoán với sự tương quan cùng chiều ở Trung Quốc và cả
CPI tháng trước cũng gây tác động nhân quả Granger tới giá chứng khoán. Sử dụng
phương pháp đồng liên kết Johansen, Chortareas và cộng sự (2011), phân tích cho các
quốc gia gồm Ai Cập, Kuwait, Oman và Saudi Ả rập, đã kiểm tra vai trò của giá dầu
như một mối liên kết giữa thị trường chứng khoán và tỷ giá hối đoái. Các tác giả sử dụng
dữ liệu hàng tháng từ năm 1994 đến năm 2006 và kết quả cho thấy khi giá dầu không
được sử dụng, không có sự đồng liên kết dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán.
Khi đưa giá dầu vào mô hình, kết quả lần nữa cho thấy không có sự đồng liên kết giữa
tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán khi xem xét toàn bộ mẫu. Trước cú sốc giá dầu năm
1999, không tìm thấy sự đồng liên kết giữa các biến số. Sau cú sốc, tỷ giá hối đoái, giá
chứng khoán và giá dầu đồng liên kết ở Ai Cập, Oman và Saudi Ả rập. Nhưng đối với
Kuwait, có mối quan hệ dài hạn chỉ giữa giá chứng khoán và giá dầu. Tỷ giá hối đoái
thực có liên quan cùng chiều đến giá chứng khoán ở Ai Cập và Oman, và tại Saudi Ả
rập, chúng có liên quan ngược chiều nhau. Giá dầu từ lâu đã tác động cùng chiều đến
giá chứng khoán. Mô hình do Liu và Tu (năm 2011) sử dụng bao gồm tỷ giá hối đoái và
vốn nước ngoài là yếu tố quyết định giá chứng khoán. Các tác giả sử dụng dữ liệu hàng
ngày từ năm 2001 đến năm 2007 tại Đài Loan để nghiên cứu mối quan hệ giữa các biến
và phân tích liệu trong các thị trường này, các tính chất của biến đổi bất đối xứng và
chuyển đổi trung bình (mean-reverting) tồn tại hay không. Các tác giả nhận thấy rằng
các biến động của tỷ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán chịu ảnh hưởng bởi tỷ lệ
mua quá mức (overbuying) và bán quá mức (overselling) của vốn nước ngoài. Tất cả 3
trung bình có điều kiện đều thể hiện hành vi chuyển đổi trung bình bất đối xứng (lợi
nhuận âm trở về nhanh hơn lợi nhuận dương). Sự biến động của 3 thị trường thể hiện
hiệu ứng GARCH.
Parsva và Lean (2011) bao gồm các biến số lãi suất, tỷ lệ lạm phát và giá dầu làm
các yếu tố quyết định chính của giá chứng khoán tại Ai Cập, Iran, Jordan, Kuwait, Oman

30. 17
và Saudi Ả rập. Sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 2004 đến năm 2010, các tác giả ước
tính mô hình bằng cách sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen và quan hệ nhân
quả Granger. Các tác giả nhận thấy rằng trong dài hạn, tất cả các biến đều đồng liên kết
với nhau. Cả ngắn hạn và dài hạn đều có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa giá chứng
khoán và tỷ giá hối đoái tại Ai Cập, Iran và Oman trước cuộc khủng hoảng. Tại thị
trường Kuwait, quan hệ nhân quả chạy từ tỷ giá hối đoái đến giá chứng khoán trong
ngắn hạn. So sánh các giai đoạn trước và sau khủng hoảng, không có nhiều khác biệt
trong hành vi của tỷ giá hối đoái và lợi nhuận chứng khoán. Giá dầu cũng được đưa vào
mô hình của Basher và cộng sự (2012), nghiên cứu sử dụng dữ liệu toàn cầu hàng tháng
từ năm 1988 đến năm 2008 để kiểm tra mối quan hệ giữa giá chứng khoán tại các thị
trường mới nổi. Ngoài ra, mô hình cũng bao gồm hoạt động kinh tế toàn cầu thực như
một trong những biến ảnh hưởng đến giá dầu. Sử dụng mô hình VAR cấu trúc và thông
qua phân tích hàm phản ứng đẩy, các tác giả nhận thấy rằng cú sốc gia tăng giá dầu sẽ
làm giảm giá thị trường mới nổi và tỷ giá đô la Mỹ trong ngắn hạn. Giá dầu giảm cùng
với sự gia tăng sản lượng dầu, nhưng một cú sốc tích cực cho hoạt động kinh tế thực sẽ
làm tăng giá dầu. Cùng chung nhận định trên, Eita (2012) sử dụng phương pháp của
Johansen và dữ liệu hàng quý từ năm 1998 đến năm 2009 cho Namibia để kiểm tra các
yếu tố quyết định giá chứng khoán. Kết quả cho thấy giá chứng khoán chịu ảnh hưởng
bởi hoạt động kinh tế, tỷ giá hối đoái, lạm phát, lãi suất và cung tiền. Giá chứng khoán
tăng với sự gia tăng trong hoạt động kinh tế và cung tiền; và giá chứng khoán giảm với
sự gia tăng lạm phát và lãi suất. Tỷ giá, GDP, cung tiền và lạm phát đẩy thị trường chứng
khoán ra khỏi trạng thái cân bằng. Tương tự như vậy, Inegbedion (2012 xem xét thị
trường Nigeria bằng cách sử dụng dữ liệu từ năm 2001 đến năm 2009. Bằng cách áp
dụng mô hình tự hồi quy Cochran-Orcutt, kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái và giá chứng
khoán có liên quan cùng chiều. Mối quan hệ giá chứng khoán với lãi suất và lạm phát
tương ứng không có ý nghĩa. Nhưng tác động chung của tất cả các biến lên giá chứng
khoán lại có ý nghĩa.
Dự trữ ngoại hối và lãi suất được thêm vào thành các biến bổ sung vào mối quan
hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái nhằm khám phá những ảnh hưởng của việc

31. 18
điều chỉnh danh mục đầu tư bởi Lin (2012). Sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn
1986-2010 và phương pháp ARDL, mô hình ước tính cho các quốc gia châu Á mới nổi
cgồm Ấn Độ, Indonesia, Hàn Quốc, Philippines, Đài Loan và Thái Lan. Trong thời kỳ
khủng hoảng, về mặt đồng liên kết dài hạn và quan hệ nhân quả ngắn hạn, sự đồng
chuyển động giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán đã trở nên mạnh mẽ hơn. Hiệu ứng
lan truyền chủ yếu từ cú sốc giá chứng khoán đến tỷ giá hối đoái. Phân tích sâu hơn cho
thấy rằng đồng chuyển động thường được chịu chi phối bởi cán cân tài khoản vốn hơn
so với cán cân thương mại. Một cách riêng biệt, Aslam và cộng sự (2013), những người
nghiên cứu ảnh hưởng của chỉ số tỷ giá thực tế hiệu quả, CPI, thu nhập bình quân đầu
người và tỷ lệ chiết khấu trên giá chứng khoán, tập trung vào mỗi thị trường Pakistan
trong nghiên cứu của mình. Áp dụng các kỹ thuật NLS và ARMA, kết quả cho thấy
trong khi tỷ lệ chiết khấu và lạm phát ảnh hưởng tiêu cực đến chỉ số giá chứng khoán
Karachi, thu nhập bình quân đầu người và chỉ số tỷ giá thực hiệu dụng ảnh hưởng tích
cực. Tỷ lệ chiết khấu ảnh hưởng đến chỉ số chứng khoán nhiều nhất. Nghiên cứu giúp
hiểu một cách hiệu quả để một quốc gia có thể kiểm soát các biến kinh tế vĩ mô để đạt
hiệu suất thị trường chứng khoán tốt hơn. Tương tự, giá hàng hóa được đưa vào mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và thị trường chứng khoán bởi Groenewold và cộng sự
(2013), người sử dụng dữ liệu hàng tháng trong giai đoạn 1979-2010 tại Úc. Kết quả
cho thấy rằng khi giá cả hàng hóa không được xem xét, không có quan hệ đồng liên kết
giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán. Tuy nhiên, khi bao gồm giá cả hàng hóa, tất cả
ba biến đồng liên kết trong dài hạn. Khi chỉ có tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán được
xem xét, không có mối quan hệ nhân quả nào giữa chúng theo một trong hai hướng.
Trong ngắn hạn, tỷ giá ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa và giá cả hàng hóa đến lượt ảnh
hưởng đến giá chứng khoán.
Các biến vĩ mô khác nhau ở Pakistan cũng được Khan và cộng sự (2013) xem xét
khi sử dụng dữ liệu hàng tháng từ năm 1998 đến năm 2008. Các biến kinh tế vĩ mô được
xem xét là lợi nhuận thị trường, CPI, suất sinh lợi phi rủi ro, sản xuất công nghiệp và
cung tiền M2. Kết quả cho thấy cả giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái ảnh hưởng lẫn
nhau trong ngắn hạn nhưng không có mối liên hệ dài hạn giữa các biến. Trong dài hạn,

32. 19
lợi nhuận thị trường, suất sinh lợi phi rủi ro thị trường không liên quan đến giá chứng
khoán, nhưng có một số bằng chứng về mối liên hệ giữa sản xuất công nghiệp và giá
chứng khoán. Có tồn tại cả mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa giá chứng khoán và
lạm phát và cung tiền. Boonyanam (2014) khám phá mối quan hệ giữa các biến tiền tệ
khác nhau với giá chứng khoán. Các biến tiền tệ bao gồm tỷ giá hối đoái song phương
danh nghĩa (Baht/USD), CPI, cung tiền M1 và phương pháp được sử dụng là phân tích
đồng liên kết đa biến, VECM và phân tích phân rã phương sai. Dữ liệu hàng tháng từ
năm 1999 đến năm 2012 được sử dụng cho Thái Lan và kết quả cho thấy bằng chứng
về mối quan hệ dài hạn giữa giá chứng khoán và các biến tiền tệ. Trong ngắn hạn, cung
tiền và lãi suất ảnh hưởng đến giá chứng khoán. Tồn tại mối quan hệ nhân quả từ tỷ giá
hối đoái đến giá chứng khoán và từ lãi suất đến giá chứng khoán. Ngoài ra, cũng có mối
quan hệ cùng chiều giữa CPI và giá chứng khoán.
Thay vì sử dụng giá chứng khoán, Moore và cộng sự (2014) xem xét nguồn gốc
của mối quan hệ giữa chênh lệch lợi nhuận chứng khoán và tỷ giá hối đoái thực, sử dụng
dữ liệu hàng tháng cho Úc, Canada, Indonesia, Nhật Bản, Philipine, Malaysia,
Singapore, Hàn Quốc, Thái Lan và Anh. Ở giai đoạn đầu tiên, tương quan có điều kiện
động (DCC) thu được từ hai biến và sau đó, DCC thu được này được sử dụng để hồi
quy chênh lệch lãi suất và cán cân thương mại. Với sự giúp đỡ của mô hình GARCH
hai biến với tương quan điều kiện động (DCC), các tác giả phát hiện ra rằng có một mối
quan hệ ngược chiều giữa giá chứng khoán tương đối và tỷ giá hối đoái thực. Có tồn tại
sự tương quan thay đổi theo thời gian giữa chênh lệch lợi nhuận chứng khoán và thay
đổi tỷ giá hối đoái thực. Thị trường chứng khoán Mỹ ảnh hưởng đến thị trường ngoại
hối và thị trường chứng khoán trong nước. Cán cân thương mại là yếu tố quyết định
chính của mối tương quan động đối với thị trường châu Á và chênh lệch lãi suất là yếu
tố then chốt cho các quốc gia phát triển. Đối với các quốc gia có tính chu chuyển vốn
thấp, hoạt động hội nhập kinh tế đóng vai trò là nguyên nhân của sự liên kết và do đó,
nó hỗ trợ mô hình định hướng dòng chảy. Nhưng khi tính di động vốn nhiều hơn, hoạt
động tích hợp tài chính đóng vai trò là nguyên nhân của mối liên kết mà lần lượt ủng hộ
mô hình định hướng cổ phiếu. Cuối cùng, trường hợp của Thổ Nhĩ Kỳ được xem xét bởi

33. 20
Tuncer và cộng sự (2014), sử dụng dữ liệu hàng quý từ năm 1990 đến năm 2008 để kiểm
tra các mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa giá chứng khoán và GDP, lãi suất tín phiếu
kho bạc và tỷ giá hối đoái. Các tác giả sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen
nhằm nghiên cứu mối quan hệ dài hạn và tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ dài hạn
giữa giá chứng khoán và các biến số khác. Trong ngắn hạn, giá chứng khoán và tỷ giá
hối đoái thực hiệu dụng ảnh hưởng đến GDP nhưng không có mối quan hệ nhân quả từ
tín phiếu kho bạc đến GDP. Có quan hệ nhân quả từ tỷ giá hối đoái thực hiệu dụng đến
giá chứng khoán. Tất cả các biến không ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn
do đó, tỷ giá hối đoái có thể xem là một biến ngoại sinh.
Tóm lại, số lượng các tài liệu về mối quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối
đoái là rất lớn. Từ việc xem xét các nghiên cứu gần đây, rõ ràng liên kết giữa hai biến
phụ thuộc vào tần suất dữ liệu và độ dài mẫu quan sát, các quốc gia được nghiên cứu.
Nhưng tựu chung, hầu hết các nghiên cứu kết luận trong ngắn hạn, tồn tại một vài mối
quan hệ giữa giá chứng khoán và tỷ giá nhưng không có quan hệ dài hạn giữa chúng.
Các biến vĩ mô khác như CPI (đo lường lạm phát), lãi suất, giá dầu, cung tiền, sản xuất
công nghiệp, GDP và vốn nước ngoài cũng được tìm thấy tác động lên giá chứng khoán.

34. 21
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Đối với mỗi trường hợp, hai dạng mô hình khác nhau được trình bày; i) mô hình
tuyến tính , nơi các yếu tố quyết định giá chứng khoán là tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa
phương, chỉ số sản xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền danh nghĩa và ii)
mô hình phi tuyến (được mô hình hóa nhằm nắm bắt ảnh hưởng bất đối xứng của thay
đổi tỷ giá), trong đó, bao gồm một biến đại diện cho sự định giá cao của đồng nội tệ,
một biến đại diện cho sự định giá thấp của đồng nội tệ, các biến còn lại: chỉ số sản xuất
công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền danh nghĩa là các yếu tố quyết định giá
chứng khoán.
3.1. Mô hình đa biến
Đối với mô hình đa biến, các biến giải thích được xem xét gồm tỷ giá hối đoái
danh nghĩa đa phương (NEER), chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng
(CPI) và cung tiền danh nghĩa (M). Mô hình sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm
2008 (2008M1) đến tháng 3 năm 2018 (2018 M3) tại thị trường Việt Nam.
3.1.1. Mô hình đa biến tuyến tính
Mô hình tuyến tính được sử dụng làm căn cứ để so sánh kết quả với mô hình phi
tuyến. Tác giả lần lượt ký hiệu các biến sau: SP biểu thị chỉ số giá chứng khoán thị
trường Việt Nam; EX là tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương; IPI là chỉ số sản xuất
công nghiệp (thước đo hoạt động kinh tế); CPI là chỉ số giá tiêu dùng (mức giá) và M là
cung tiền danh nghĩa. Phương trình hồi quy tuyến tính dài hạn dưới dạng logarit (log-
linear) được biểu diễn như sau:
LnSPt = c0 + c1LnEXt + c2LnIPIt + c3LnCPIt + c4LnMt + εt (1)
trong đó, εt là phần dư; ci là các tham số dài hạn. Giá chứng khoán chịu ảnh hưởng bởi
từng biến bên phải của phương trình (1) theo những cách khác nhau. Mối quan hệ giữa
tỷ giá hối đoái và giá chứng khoán có thể là dương hoặc âm tùy thuộc vào việc doanh
nghiệp có định hướng xuất khẩu hay định hướng nhập khẩu hay không. Một doanh
nghiệp định hướng xuất khẩu sẽ được hưởng lợi từ định giá thấp của đồng nội tệ, khi

35. 22
mà sự mất giá làm cho xuất khẩu rẻ hơn. Điều này sẽ dẫn đến sự gia tăng khả năng cạnh
tranh và tăng thu nhập của doanh nghiệp, do đó, giá cổ phiếu sẽ tăng (một mối quan hệ
cùng chiều). Trong khi đó, một doanh nghiệp định hướng nhập khẩu chịu tổn thất do
mất giá của đồng nội tệ, do chi phí đầu vào nhập khẩu tăng do kết quả của việc giảm giá
đồng nội tệ. Điều này sẽ dẫn đến sự suy giảm lợi nhuận, do đó, giá cổ phiếu sẽ giảm
(một mối quan hệ ngược chiều). Mối quan hệ giữa giá chứng khoán và chỉ số CPI (thước
đo cho lạm phát hoặc mức giá) được cho là ngược chiều (Fama, 1981), Chen và cộng
sự, 1986). Với sự gia tăng lạm phát, đối với một doanh nghiệp, giá đầu vào để sản xuất
hàng hóa tăng dẫn đến giảm lợi nhuận trong tương lai của doanh nghiệp và do đó, giá
cổ phiếu dự kiến sẽ giảm. Mukherjee và Naka (1995) cũng tìm thấy mối quan hệ ngược
chiều giữa lợi nhuận chứng khoán và lạm phát. Anari và Kolari (2001) báo cáo rằng
trong ngắn hạn có sự tương quan nghịch giữa giá chứng khoán và lạm phát nhưng trong
dài hạn, mối tương quan là thuận. Khi chứng khoán được giữ trong một khoảng thời
gian dài hơn, chứng khoán được xem hoặc được kỳ vọng là một phòng ngừa lạm phát
tốt và do đó, mối quan hệ cùng chiều giữa lạm phát và giá chứng khoán có thể được
thiết lập. Các nghiên cứu mới hơn, như Eita (2012) tìm thấy mối quan hệ ngược chiều
giữa giá chứng khoán và lạm phát cho Namibia; tuy nhiên, Boonyanam (2014) tìm thấy
mối quan hệ cùng chiều giữa giá chứng khoán và CPI tại Thái Lan.
Bảng 3.1
Mô tả biến số nghiên cứu
Biến Khái niệm Mô tả
Logarit tự nhiên giá chứng
Kỳ
vọng
Nguồn dữ
liệu
LnSP
LnEX
LnIPI
khoán
Logarit tự nhiên tỷ giá hối
đoái
Logarit tự nhiên chỉ số sản
xuất công nghiệp
Chỉ số VN-Index HOSE
Tỷ giá NEER +/– Datastream
Chỉ số sản xuất
+ Datastream
công nghiệp

36. 23
LnCPI
Logarit tự nhiên chỉ số giá
tiêu dùng
Chỉ số giá tiêu dùng – IFS
LnM Logarit tự nhiên cung tiền Cung tiền M2 +/– IFS
Ghi chú: HOSE: Sở giao dịch chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh; IFS: Thống kê
tài chính quốc tế.
Mối quan hệ giữa giá chứng khoán và cung tiền (M1, M2) có thể dương hoặc âm.
Tăng cung tiền dẫn đến việc giảm lãi suất, kéo theo tăng mức đầu tư trong nền kinh tế
và do đó, có sự gia tăng trong hoạt động kinh tế. Vì vậy, thu nhập và lợi nhuận của các
doanh nghiệp tăng dẫn đến sự gia tăng giá chứng khoán. Điều này thiết lập một mối
quan hệ cùng chiều giữa giá cổ phiếu và cung tiền (Mukherjee và Naka, 1995, Tian và
Ma, 2010), Eita, 2012, Boonyanam, 2014). Nhưng theo Fama (1981), với sự gia tăng
cung tiền có sự gia tăng lạm phát, từ đó, có thể làm giảm giá chứng khoán, do đó, thiết
lập mối quan hệ ngược chiều giữa giá chứng khoán và cung tiền. Có sự đồng thuận
chung về mối quan hệ cùng chiều giữa hoạt động kinh tế và giá chứng khoán. Với sự
gia tăng trong hoạt động kinh tế, thu nhập của doanh nghiệp dự kiến sẽ tăng lên, điều
này sẽ làm tăng giá chứng khoán. Trong nghiên cứu, chỉ số sản xuất công nghiệp (IPI)
được sử dụng làm biến đại diện để đo lường hoạt động kinh tế. Nghiên cứu của Chen,
Roll và Ross (1986) đã tìm thấy mối quan hệ cùng chiều giữa lợi nhuận chứng khoán và
hoạt động kinh tế tại Mỹ. Mối quan hệ tương tự cũng được tìm thấy bởi Mukherjee và
Naka (1995) cho Nhật Bản và Eita (2012) cho Namibia. Ước tính phương trình (1) chỉ
cung cấp các ước tính về các hệ số dài hạn. Nhưng tất cả các biến ở phía bên phải của
phương trình (1) đều có tác động ngắn hạn lẫn dài hạn lên biến phụ thuộc (giá chứng
khoán). Vì vậy, để kết hợp các quan hệ động ngắn hạn, mô hình sai số hiệu chỉnh (ECM)
có thể được xác định bằng phương pháp đồng liên kết Engle-Granger (1987):
n1 n2 n3
∆lnSPt = a0 + ∑ a1,k∆lnSPt−k + ∑ a2,k∆lnEXt−k + ∑ a3,k∆lnIPIt−k
k=1
n4
k=0
n5
k=0
+ ∑ a4,k∆lnCPIt−k + ∑ a5,k∆lnMt−k + λεt−1 + μt (2)
k=0 k=0

37. 24
Trong phương trình (2) bên trên, λ đo lường tốc độ hiệu chỉnh; và giá trị âm và có
ý nghĩa thống kê của λ hàm ý quan hệ đồng liên kết giữa giá chứng khoán và các yếu tố
xác định của nó (Banerjee và cộng sự, 1998). Nhưng trong phương trinh (2), nếu một
trong các biến liên kết tại bậc một, tức I(1), và các biến khác liên kết tại bậc gốc, tức
I(0), phương pháp đồng liên kết Engle-Granger không thể áp dụng. Để khắc phục vấn
đề này, Pesaran và cộng sự (2001) đề xuất phương pháp tiếp cận ARDL (Autoregressive
Distributive Lag), có thể kiểm định đồng liên kết giữa các biến tại bậc gốc mà không
đòi hỏi các biến hoàn toàn I(1) hoặc I(0) hay kết hợp cả hai. Theo Pesaran và cộng sự
(2001), mô hình ECM trong phương trình (2) có thể được hiệu chỉnh bằng cách thay thế
giá trị trễ của số hạng sai số (εt−1) bằng sự kết hợp tuyến tính của các biến trễ tại bậc
gốc trong mô hình, tạo ra mô hình mới như sau:
n1 n2 n3
∆lnSPt = a0 + ∑ a1,k∆lnSPt−k + ∑ a2,k∆lnEXt−k + ∑ a3,k∆lnIPIt−k
k=1
n4
k=0
n5
k=0
+ ∑ a4,k∆lnCPIt−k + ∑ a5,k∆lnMt−k − β1LnSPt−1 − β2LnEXt−1
k=0 k=0
− β3LnIPIt−1 − β4LnCPIt−1 − β5LnMt−1 + μt (3)
Phương trình (3) cung cấp phương pháp một bước (one-step) nhằm ước lượng cả
tác động ngắn hạn và dài hạn. Tác động ngắn hạn thu được từ hệ số của các biến số sai
phân bậc nhất (ví dụ, tác động ngắn hạn của cung tiền lên giá chứng khoán được xác
định bởi a5,k với k từ 0 đến n5) và tác động dài hạn thu được từ các hệ số β2 đến β5,
chuẩn hóa trên β1. Kiểm định đồng liên kết dựa trên kiểm định F, với giả thiết như sau:
H0: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = 0 (không có quan hệ dài hạn) và
H1: β1 ≠ β2 ≠ β3 ≠ β4 ≠ β5 ≠ 0 (có quan hệ dài hạn)
Pesaran và cộng sự (2001) cung cấp hai thiết lập giá trị tới hạn. Giá trị giới hạn
trên (upper bound) thu được bằng cách giả định tất cả các biến là I(1) và giá trị giới hạn
dưới (lower bound) thu được bằng cách giả định tất cả các biến là I(0). Nếu giá trị thống
kê F được tính toán lớn hơn giá trị giới hạn trên, ta bác bỏ giả thiết không, tức có sự tồn

38. 25
t t
tại đồng liên kết giữa các biến. Vì hầu hết các biến kinh tế vĩ mô là I(1) hoặc I(0), do
đó, cũng không cần thực hiện kiểm định nghiêm đơn vị (unit root test) trước khi áp dụng
phương pháp này.
3.1.2. Mô hình đa biến phi tuyến
Các nghiên cứu trước đây hồi quy các mô hình tương tự, giả định rằng ảnh hưởng
của tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán là đối xứng. Nhưng điều này có thể không đúng,
vì sự định giá cao và định giá thấp có thể không có tác động tương tự lẫn độ lớn và dấu
tác động lên giá chứng khoán. Bởi vì, số lượng tăng giá chứng khoán do mất gia tiền tệ
có thể không trùng với số lượng giảm giá chứng khoán do sự tăng giá tiền tệ. Do đó,
ảnh hưởng của những thay đổi trong tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán có thể là bất
đối xứng. Để kiểm chứng giả thiết này, biến LnEXt được tác thành các thành phần tích
lũy riêng lẻ: dương và âm như sau:
∆lnEXt = lnEX0 + LnEX+ + LnEX−
trong đó, LnEX+ và LnEX− lần lượt là các thay đổi dương và âm của lnEX . Từ các
t t t
phương trình trên, biến POS (thay đổi dương, phản ánh sự định giá cao của nội tệ) và
biến NEG (thay đổi âm, phản ánh sự định giá âm của nội tệ) được xây dựng như sau:
t t
POS = LnEX+ = ∑ ∆LnEX+ = ∑ max(∆LnEX , 0) (4a)
t
j=1
j j
j=1
t t
NEG = LnEX− = ∑ ∆LnEX− = ∑ min(∆LnEX , 0) (4b)
t
j=1
j j
j=1
Mô hình mới bây giờ trở thành mô hình phi tuyến (định nghĩa phi tuyến xuất phát
từ các xác dựng của 2 biến mới POS và NEG). Kết hợp các phương trình (4a) và (4b)
và phương trình (1) và (3), ta thu được các phương trình phi tuyến, đầu tiên là phương
trình phi tuyến xác định dài hạn:
LnSPt = c0 + c11POSt + c12NEGt + c2LnIPIt + c3LnCPIt + c4LnMt + εt (5)
và mô hình sai số hiệu chỉnh:

39. 26
k=0
k=0
n1 n2 n3
∆lnSPt = a0 + ∑ a1,k∆lnSPt−k + ∑ a21,k∆POSt−k + ∑ a22,k∆NEGt−k
k=1
n4
k=0
n5
k=0
n6
+ ∑ a3,k∆lnIPIt−k + ∑ a4,k∆lnCPIt−k + ∑ a5,k∆lnMt−k − β1LnSPt−1
k=0 k=0 k=0
− β2POSt−1 − β3NEGt−1 − β4LnIPIt−1 − β5LnCPIt−1 − β6LnMt−1
+ μt (6)
Shin và cộng sự (2014) khẳng định rằng phương pháp ARDL của Pesaranvà cộng
sự (2001) có thể được áp dụng cho mô hình phi tuyến trong phương trình (6), do đó, các
tiêu chuẩn kiểm định F thông thường của Pesaran và cộng sự (2001) cũng có thể được
áp dụng. Từ phương trình (6), tác động ngắn hạn thu được từ ước lượng các hệ số của
biến sai phân bậc nhất. ∑n2 a21,k đo lường tác động tích lũy ngắn hạn của định giá cao
nội tệ lên các thay đổi của giá chứng khoán trong khi ∑n3 a22,k đo lường tác động tích
lũy ngắn hạn của định giá thấp nội tệ lên các thay đổi của giá chứng khoán. Nếu các giá
trị ước lượng của a21,k (hệ số của ∆POSt−k) và a22,k (hệ số của ∆NEGt−k) có cùng giá
trị đại số và dấu (ví dụ cùng dương hoặc âm), chúng ta có thể kết luận tỷ giá thay đổi
tác động ngắn hạn đối xứng lên giá chứng khoán. Tác động dài hạn được giải thích thông
qua hệ số hồi quy của các biến trễ bậc gốc. Tác động dài hạn đối xứng hay bất đối xứng
của thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán được xác định dựa trên β2 (dấu và hệ số của
POSt−1) và β3 (dấu và hệ số của NEGt−1) chuẩn hóa trên β1.
3.2. Mô hình song biến
Để mở rộng phạm vi của nghiên cứu này, tác giả xem xét mô hình với tỷ giá hối
đoái là yếu tố quyết định duy nhất của giá chứng khoán và ngược lại, qua đó kiểm chứng
được tác động của thay đổi giá chứng khoán lên tỷ giá hối đoái tại Việt Nam. Tác giả
giả định tỷ giá hối đoái được xác định ngoại sinh và không tương quan với các biến kinh
tế vĩ mô khác (IPI, CPI, M2) nên có thể giả định rằng các yếu tố quyết định khác được
chứa trong số hạng sai số.

40. 27
3.2.1. Mô hình song biến tuyến tính
Giống như hầu hết các nghiên cứu đã đề cập ở trên, theo Bahmani-Oskooee và
Sohrabian (1992), tác giả xem xét mối quan hệ hai biến dài hạn giữa chỉ số giá chứng
khoán, SP và tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương, EX:
LnSPt = α + βLnEXt + εt (7)
dạng sai số hiệu chỉnh của Pesaran và cộng sự (2001) của phương trình (7), tức là phương
trình (8):
n n
∆LnSPt = α + ∑ βi∆LnSPt−i + ∑ δi∆LnEXt−i + λ1LnSPt−1 + λ2LnEXt−1 + μt (8)
i=1 i=0
Hoàn toàn tương tự, tác giả thay đổi vị trí hai biến SP và EX lại cho nhau nhằm
thu được mô hình phân tích tác động của thay đổi giá chứng khoán lên tỷ giá hối đoái,
tức phương trình tuyến tính dài hạn (9) và phương trình sai số hiệu chỉnh (10) như sau:
LnEXt = α + βLnSPt + εt (9)
n n
∆LnEXt = α + ∑ βi∆LnEXt−i + ∑ δi∆LnSPt−i + λ1LnEXt−1 + λ2LnSPt−1
i=1
+ μt (10)
3.2.2. Mô hình song biến phi tuyến
i=0
Thay phương trình (4a) và (4b) vào các phương trình (8) và (10), ta thu được mô
hình sai số hiệu chỉnh bất đối xứng (11), đánh giá tác động bất đối xứng của các thay
đổi trong tỷ giá lên giá chứng khoán vầ mô hình (12), đánh giá những ảnh hưởng bất đối
xứng của thay đổi giá chứng khoán lên tỷ giá hối đoái:
n n n
∆LnSPt = α + ∑ βi∆LnSPt−i + ∑ δ1∆POSEX + ∑ δ2∆NEGEX + λ1LnSPt−1
i=1
i
i=0
t−i i
i=0
t−i
+ λ2POSEX + λ3NEGEX + μt (11)
t−1 t−1

41. 28
n n n
∆LnEXt = α + ∑ βi∆LnEXt−i + ∑ δ1∆POSSP + ∑ δ2∆NEGSP + λ1LnEXt−1
i=1
i
i=0
t−i i
i=0
t−i
+ λ2POSSP + λ3NEGSP + μt (12)
3.3. Dữ liệu nghiên cứu
t−1 t−1
Nhằm đánh giá mối quan hệ bất đối xứng giữa thay đổi tỷ giá với giá chứng khoán
và ngược lại, nghiên cứu sử dụng dữ liệu tại Việt Nam theo tháng trong giai đoạn
2008M01–2018M03. Như đã đề cập phần trước, dữ liệu nghiên cứu bao gồm: giá chứng
khoán (SP), tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương NEER (EX), chỉ số sản xuất công
nghiệp (IPI), chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và cung tiền M2 (M).
Bảng 3.2
Thống kê mô tả.
Biến số Trung bình Trung vị Lớn nhất Nhỏ nhất Độ lệch chuẩn
LnSP 4,6836 4,6477 5,4602 3,9845 0,2625
LnEX 4,5629 4,5321 4,7912 4,4524 0,0973
LnIPI 4,8157 4,8127 5,3349 4,2819 0,2577
LnCPI 4,8220 4,9169 5,0747 4,3290 0,2107
LnM 8,1324 8,1875 9,0026 7,1533 0,5516
Nguồn : Tính toán của tác giả.
Dữ liệu tỷ giá NEER, chỉ số sản xuất công nghiệp được thu thập từ nguồn
Datastream, trong khi đó, dữ liệu chứng khoán của Việt Nam (sử dụng chỉ số VN-Index)
được thu thập từ Sở giao dịch chứng khoán TP. HCM (HOSE). Nguồn dữ liệu IFS được
sử dụng cho các biến chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền. Thống kê mô tả và xu hướng các
biến số được trình bày tại Bảng 3.2 và Hình 3.1.

42. 29
5.5
LnSP
4.8
LnEX
5.0 4.7
4.5 4.6
4.0 4.5
3.5
5.6
5.2
4.8
4.4
4.0
10.0
08 10 12 14 16
LnIPI
08 10 12 14 16
LnM
4.4
5.2
5.0
4.8
4.6
4.4
4.2
08 10 12 14 16
LnCPI
08 10 12 14 16
9.0
8.0
Hình 3.1. Xu hướng của các biến số.
Nguồn: Phân tích của tác giả.
7.0
08 10 12 14 16

43. 30
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ
Cả hai cách tiếp cận tuyến tính và phi tuyến được áp dụng cho các mô hình đa biến
và song biến. Trước tiên, độ trễ tối đa được tác giả áp đặt là 6, sau đó, dựa vào tiêu chuẩn
thông tin Akaike (AIC), độ trễ tối ưu của biến sẽ được chọn. Các bảng kết quả cho mỗi
mô hình bao gồm ba phần, ước tính ngắn hạn được trình bày trong Bảng A, ước tính dài
hạn được thể hiện trong Bảng B và Bảng C cung cấp các kết quả thống kê chẩn đoán.
Trong phần này, để tiện theo dõi tác giả sẽ phân tích kết quả mô hình song biến trước.
4.1. Kiểm định tính dừng
Bảng 4.1
Kiểm định tính dừng
Bậc gốc Sai phân bậc nhất
Biến số
ADF PP ADF PP
LnSP
LnEX
LnIPI
LnCPI
LnM
0,01484
(0,9574)
–2,1269
(0,2346)
–0,7893
(0,8179)
–2,1475
(0,2267)
–1,1783
(0,6823)
–1,3670
(0,5963)
–2,4198
(0,1384)
–1,5499
(0,5050)
–3,3330**
(0,0155)
–1,1139
(0,7088)
–5,0313***
(0,0000)
–8,2161***
(0,0000)
–8,5953***
(0,0000)
–5,4239***
(0,0000)
–10,636***
(0,0000)
–7,4345***
(0,0000)
–7,3315***
(0,0000)
–34,022***
(0,0000)
–5,2956***
(0,0000)
–10,659***
(0,0000)
Ghi chú: ** và *** biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 5% và 1%.
Nguồn: Tính toán của tác giả.
Tương tự mô hình ARDL truyền thống của Pesaran và cộng sự (2001), trước khi
tiến hành ước lượng các mô hình NARDL cũng như kiểm chứng quan hệ đồng liên kết

44. 31
dài hạn giữa các biến số, tác giả thực hiện hai kiểm định tính dừng phổ biến, gồm ADF
(Augmented Dickey-Fuller) và PP (Philips-Perron) nhằm tránh sự hiện diện của các biến
số dừng tại sai phân bậc hai; vì nếu trường hợp này xảy ra, thống kê F sẽ trở nên vô
nghĩa (Nkoro & Uko, 2016). Kết quả tại Bảng 4.1 chỉ ra các biến số cùng dừng tại bậc
nhất – I(1) ngoại trừ trường hợp biến CPI thể hiện ranh giới I(0)/I(1) khi áp dụng kiểm
định tính dừng PP; và do đó, không biến số nào dừng tại bậc hai. Tiếp theo, chúng ta
tiến hành hồi quy mô hình NARDL.
4.2. Kết quả của mô hình song biến
Trước tiên, tác giả tiến hành hồi quy mô hình song biến, với cặp biến tỷ giá hối
đoái và giá chứng khoán, nhằm đánh giá tác động đối xứng (lẫn bất đối xứng) của thay
đổi tỷ giá (và giá chứng khoán) lên giá chứng khoán (và tỷ giá) tại Việt Nam. Các kết
quả mô hình song biến hỗ trợ các kết luận trong phần 4.3, hồi quy mô hình đa biến.
4.2.1. Tác động của tỷ giá hối đoái lên giá chứng khoán
Đầu tiên, kết quả từ phần I (mô hình song biến tuyến tính) của Bảng 4.2 cho thấy,
tỷ giá hối đoái không tác động đến giá chứng khoán tại thị trường Việt Nam cả trong
ngắn hạn lẫn dài hạn, minh chứng là hầu hết hệ số tác động ngắn hạn và dài hạn của biến
tỷ giá đều không có ý nghĩa thống kê. Thêm vào đó, kiểm định đường bao (bound test)
xác nhận không tồn tại quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa hai thị trường (chứng khoán
và ngoại hối), thêm vào đó, hệ số số hạng sai số hiệu chỉnh (ECM) cũng không có ý
nghĩa thống kê. Ngoài ra, mô hình song biến đối xứng cũng vi phạm 4 kiểm định thống
kê chẩn đoán (tương quan chuỗi, phương sai thay đổi, dạng hàm và phân phối chuẩn);
các kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMSQ cũng cho thấy mô hình không ổn định.
Từ kết quả thực nghiệm trên có thể thấy, do chưa đề cập đến tính chất bất đối xứng tiềm
ẩn (có thể tồn tại), hoặc chưa nắm bắt tác động của các biến số khác lên biến phụ thuộc
(giá chứng khoán), minh chứng là kiểm định dạng hàm bị vi phạm; do đó, mô hình song
biến tuyến tính chưa giải thích được mối quan hệ giữa thị trường chứng khoán và ngoại
hối tại Việt Nam.

45. 32
Bảng 4.2
Kết quả hồi quy mô hình song biến với biến phụ thuộc là giá chứng khoán.
I. Hồi quy mô hình tuyến tính: LnSP = f(LnEX)
Bảng A: Ngắn hạn
Độ trễ (tối đa là 6)
Biến số
0 1 2 3 4 5 6
0,3169***
0,0075 –0,071
∆LnSPt
(0,001) (0,937) (0,435)
–0,718
∆LnEXt
(0,191)
–0,773
(0,158)
Bảng B: Dài hạn
LnEX Hằng số
–4,032
(0,374)
23,103
(0,265)
Bảng C: Thống kê chẩn đoán
1,1710 U U
II. Hồi quy mô hình phi tuyến: LnSP = f(POSEX
, NEGEX
)
Bảng A: Ngắn hạn
Độ trễ (tối đa là 6)
Biến số
t
F ECMt−1 LM RESET HET NORM CS CS2
–0,025 3,7848**
2,8004***
7,0509***
8,9679**
(0,361) (0,025) (0,006) (0,000) (0,011)
0 1 2 3 4 5 6
0,3490***
0,0440 –0,203**
0,1652*
∆LnSPt
(0,000) (0,631) (0,026) (0,075)
∆POSEX -0,896 -2,012 0,7055 0,1890 0,4106 -2,135**

46. 33
t
∆NEGEX
(0,381) (0,224) (0,665) (0,901) (0,783) (0,033)
0,2525***
(0,004)
Bảng B: Dài hạn
POS NEG Hằng số
3,9183***
(0,000)
1,4703***
(0,006)
4,6710***
(0,000)
Bảng C: Thống kê chẩn đoán
F ECMt−1 LM RESET HET NORM CS CS2
7,1163***
U U
Ghi chú: F là giá trị thống kê của kiểm định đường bao; 𝐸𝐶𝑀𝑡−1 là số hạng sai số
hiệu chỉnh; LM, RESET, HET và NORM lần lượt là các kiểm định tương quan chuỗi,
dạng hàm, phương sai thay đổi và phân phối chuẩn; CS và CS2 lần lượt là kiểm định
CUSUM và CUSUMSQ. ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.
U (Unstable) và S (Stable) lần lượt ký hiệu kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMSQ
không ổn định và ổn định. Giá trị tới hạn trên của kiểm định đồng liên kết khi có 1
biến ngoại sinh lần lượt là 5,73 và 7,84 cho các mức ý nghĩa tương ứng là 5% và 1%
(tham khảo Pesaran và cộng sự, 2001), tương tự là 4,85 và 6,36 cho các mức ý nghĩa
là 5% và 1% khi có 2 biến ngoại sinh.
Nguồn: Tính toán của tác giả.
Từ nhận định trên, tác giả tiến hành hồi quy mô hình song biến đề cập hiệu ứng
bất đối xứng nhằm xác minh liệu có hay không tác động bất đối xứng của thay đổi tỷ
giá lên giá chứng khoán Việt Nam. Kết quả từ phần II của Bảng 4.2 chỉ ra, mối quan hệ
đồng liên kết dài hạn giữa các cấu thành (tăng và giảm) trong tỷ giá hối đoái và giá
chứng khoán được xác nhận khi: i) kiểm định F bác bỏ giả thiết không (không có đồng
liên kết) tại mức ý nghĩa 1%, ii) hệ số số hạng sai số hiệu chỉnh mang dấu âm (–0,171)
-0,171***
1,9048 2,0549**
2,1899**
3,2368
(0,000) (0,154) (0,042) (0,014) (0,198)

47. 34
và có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, từ kết quả Bảng A, sự sụt giảm của tỷ giá (sự mất giá
đồng VND) ảnh hưởng đáng kể đến giá chứng khoán trong ngắn hạn; tuy nhiên, sự tăng
giá nội tệ chỉ thật sự tác động đến thị trường chứng khoán từ sau 5 tháng. Trong dài hạn
(Bảng B), cả sự tăng giá và giảm giá nội tệ đều tác động đáng kể lên giá chứng khoán
Việt Nam. Mặt khác, sự tăng giá nội tệ lại tác động lên giá chứng khoán mạnh hơn so
với khi nội tệ giảm giá, bằng chứng là hệ số tác động của nội tệ tăng giá (3,9183) lớn
hơn hệ số của nội tệ giảm giá (1,4703). Cuối cùng, dù đề cập đến tính chất bất đối xứng
(phi tuyến) trong mối quan hệ giữa hai thị trường, mô hình vẫn vi phạm 2 kiểm định
chẩn đoán (dạng hàm và phương sai thay đổi); cũng như các hệ số không ổn định, khi
các kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMSQ nằm ngoài đường giới hạn tại mức ý
nghĩa 5%. Các kết quả trong Bảng 4.2 là căn cứ để tác giả mở rộng mô hình song biến
thành đa biến, nắm bắt tác động của các yếu tố vĩ mô khác trong mô hình (chỉ số sản
xuất công nghiệp, chỉ số giá tiêu dùng và cung tiền), cải thiện khả năng giải thích hiệu
ứng đối xứng (lẫn bất đối xứng) của tỷ giá lên giá chứng khoán.
4.2.2. Tác động của giá chứng khoán lên tỷ giá
Tuy nhiên, trước khi bước sang hồi quy mô hình đa biến, tác giả mở rộng nghiên
cứu, khi kiểm chứng tác động của giá chứng khoán lên thị trường ngoại hối Việt Nam.
Đầu tiên, tác giả xét phần I (mô hình tuyến tính) và phát hiện rằng, một lần nữa, trong
dài hạn, không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa giá chứng khoán và tỷ giá. Mặc
dù, hệ số ECM mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức 5%, tuy nhiên, giá trị thống kê F lại
không thể bác bỏ giả thiết không. Khi xem xét tác động ngắn hạn lẫn dài hạn, giá chứng
khoán không ảnh hưởng đáng kể lên thị trường ngoại hối tại Việt Nam. Mô hình hồi quy
vi phạm kiểm định phương sai thay đổi và không đạt được sự ổn định, khi kiểm định
CUSUMSQ vượt qua đường dưới hạn tại mức 5%. Với sự hạn chế của mô hình song
biến tuyến tính, tác giả thực hiện thêm bước đề cập hiệu ứng bất đối xứng vào mô hình.
Bảng 4.3
Kết quả hồi quy mô hình song biến với biến phụ thuộc là tỷ giá hối đoái
I. Hồi quy mô hình tuyến tính: LnEX = f(LnSP)

48. 35
Bảng A: Ngắn hạn
Độ trễ (tối đa là 6)
Biến số
0 1 2 3 4 5 6
0,4467***
-0,279***
∆LnEXt
(0,000) (0,002)
–0,018 0,0531**
–0,024 0,0121 0,0149 –0,029**
∆LnSPt
(0,246) (0,042) (0,364) (0,638) (0,543) (0,048)
Bảng B: Dài hạn
LnSP Hằng số
0,0868
(0,660)
4,0864***
(0,000)
Bảng C: Thống kê chẩn đoán
3,0620 S U
II. Hồi quy mô hình phi tuyến: LnEX = f(POSSP
, NEGSP
)
Bảng A: Ngắn hạn
Độ trễ (tối đa là 6)
Biến số
∆POSSP
(0,151)
∆NEGSP
F ECMt−1 LM RESET HET NORM CS CS2
–0,026**
0,7866 1,1664 3,2290***
2,0985
(0,030) (0,458) (0,246) (0,001) (0,350)
0 1 2 3 4 5 6
∆LnEXt
0,3861***
(0,000)
–0,261**
(0,003)
0,0092
t
–0,034 0,0581 –0,014 0,0405 –0,002 –0,081***
t
(0,272) (0,161) (0,706) (0,334) (0,959) (0,002)

49. 36
Bảng B: Dài hạn
POS NEG Hằng số
0,1643*
(0,098)
0,1170
(0,387)
4,3603***
(0,000)
Bảng C: Thống kê chẩn đoán
F ECMt−1 LM RESET HET NORM CS CS2
7,5107***
–0,056***
(0,002)
0,9307
(0,397)
0,1006
(0,920)
1,9436**
(0,041)
2,3957
S U
(0,301)
Ghi chú: F là giá trị thống kê của kiểm định đường bao; 𝐸𝐶𝑀𝑡−1 là số hạng sai số hiệu
chỉnh; LM, RESET, HET và NORM lần lượt là các kiểm định tương quan chuỗi, dạng
hàm, phương sai thay đổi và phân phối chuẩn; CS và CS2 lần lượt là kiểm định CUSUM
và CUSUMSQ. ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. U (Unstable)
và S (Stable) lần lượt ký hiệu kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMSQ không ổn định
và ổn định. Giá trị tới hạn trên của kiểm định đồng liên kết khi có 1 biến ngoại sinh lần
lượt là 5,73 và 7,84 cho các mức ý nghĩa tương ứng là 5% và 1% (tham khảo Pesaran
và cộng sự, 2001), tương tự là 4,85 và 6,36 cho các mức ý nghĩa là 5% và 1% khi có 2
biến ngoại sinh.
Nguồn: Tính toán của tác giả.
Chuyển sang đánh giá hiệu ứng bất đối xứng tiềm ẩn giữa thay đổi giá chứng khoán
và tỷ giá, phần II của Bảng 4.3 phát hiện rằng, cả kiểm định F (bác bỏ giả thiết không
tại mức ý nghĩa 1%) và hệ số ECM (mang dấu âm và có ý nghĩa tại mức 1%) đều xác
nhận mối quan hệ dài hạn giữa thay đổi giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái. Tuy vậy,
trong dài hạn, chỉ mỗi sự tăng giá chứng khoán tác động lên thị trường ngoại hối, cụ thể
hệ số này dương (0,1643) và có ý nghĩa tại mức 10%. Do đó, giá chứng khoán tăng 1%
kéo theo đồng VND tăng giá 0,1643%. Trong ngắn hạn, chỉ mỗi thị trường giá xuống
(giá chứng khoán giảm) ảnh hưởng đến thị trường ngoại hối; tác động này không rõ ràng
và không đáng kể. Tương tự mô hình song biến tuyến tính, mô hình phi tuyến vẫn vi
phạm kiểm định phương sai thay đổi và các hệ số hồi quy không ổn định. Tóm lại, kết