BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ HƯƠNG GIANG TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ GIÁ LÊN GIÁ CHỨNG KHOÁN TẠI KHU VỰC SÁU NƯỚC ASEAN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH – NĂM 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ HƯƠNG GIANG TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ GIÁ LÊN GIÁ CHỨNG KHOÁN TẠI KHU VỰC SÁU NƯỚC ASEAN Chuyên ngành: Tài – ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS TS TRẦN THỊ HẢI LÝ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH – NĂM 2018 LỜI CAM ĐOAN Tơi xin cam đoan luận văn thạc sĩ “Tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán khu vực sáu nước ASEAN” cơng trình nghiên cứu riêng Các số liệu tài liệu luận văn trung thực chưa công bố cơng trình nghiên cứu Tất tham khảo kế thừa trích dẫn tham chiếu đầy đủ TÁC GIẢ LUẬN VĂN Nguyễn Thị Hương Giang MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ VÀ ĐỒ THỊ PHẦN 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 1.3.2 Phạm vi nghiên cứu PHẦN 2: KHUNG LÝ THUYẾT 2.1 Giới thiệu 2.2 Mối tương quan giá chứng khoán tỷ giá tầm vĩ mô 2.2.1 Bằng chứng lý thuyết 2.2.2 Bằng chứng thực nghiệm 2.3 Mối tương quan giá chứng khoán tỷ giá tầm vi mô 24 2.3.1 Vấn đề mơ hình hóa 25 2.3.2 Bằng chứng thực nghiệm 27 PHẦN 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 34 3.1 Phương pháp ARDL phi tuyến 34 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 37 PHẦN 4: KẾT QUẢ 40 4.1 Kiểm định tính dừng 40 4.2 Quan hệ dài hạn hai thị trường với biến phụ thuộc giá chứng khoán 42 4.2.1 Mối quan hệ đối xứng 42 4.2.2 Mối quan hệ bất đối xứng 45 4.3 Quan hệ dài hạn hai thị trường với biến phụ thuộc tỷ giá hối đoái 49 4.3.1 Mối quan hệ đối xứng 49 4.3.2 Mối quan hệ bất đối xứng 52 PHẦN 5: KẾT LUẬN 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1: Thống kê mô tả 37 Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng 41 Bảng 4.2: Kết hồi quy phương trình tuyến tính (3) với biến phụ thuộc giá chứng khoán 43 Bảng 4.3: Kết hồi quy phương trình phi tuyến (5) với biến phụ thuộc giá chứng khoán 46 Bảng 4.4: Kết hồi quy phương trình tuyến tính (6) với biến phụ thuộc tỷ giá hối đoái 50 Bảng 4.5: Kết hồi quy phương trình phi tuyến (7) với biến phụ thuộc tỷ giá hối đoái 53 DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ VÀ ĐỒ THỊ Hình 3.1 Xu hướng biến số 39 PHẦN 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Khơng q khó khăn để mối quan hệ kinh tế biến số với (hoặc nhiều) biến số khác; mối quan hệ tỷ giá hối đoái giá chứng khoán không ngoại lệ Những thay đổi thị trường chứng khốn ảnh hưởng đến thị trường ngoại hối ngược lại Thay đổi tỷ giá ảnh hưởng đến bảng cân đối công ty đa quốc gia, đến lợi nhuận biên, từ đó, tác động giá cổ phiếu công ty Hướng thay đổi phụ thuộc vào tỷ suất lợi nhuận thua lỗ bị ảnh hưởng Ngay công ty đa quốc gia mà cơng ty nội địa có yếu tố xuất khẩu, giá cổ phiếu công ty chịu ảnh hưởng, xuất phát từ mối liên kết chặt chẽ tỷ giá xuất Mặt khác, thay đổi giá chứng khốn ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái Cách tiếp cận cân danh mục phát biểu rằng, thay đổi giá chứng khốn ảnh hưởng đến tỷ giá thơng qua q trình điều chỉnh danh mục đầu tư Một gia tăng ngoại sinh giá chứng khoán dẫn đến gia tăng cải, gia tăng cầu tiền, làm tăng lãi suất Đến lượt, lãi suất cao lại thu hút vốn nước đổ vào, gây định giá cao tiền tệ Mặt khác, gia tăng nội sinh giá chứng khoán thu hút nhà đầu quốc tế đầu tư nhiều Điều dẫn đến gia tăng nhu cầu ngoại hối, gây định giá cao Kể từ mối liên kết giá chứng khoán tỷ giá hối đoái Bahmani-Oskooee Sohrabian (1992) giới thiệu, loạt nghiên cứu cố gắng xác minh quan hệ nhân ngắn hạn hai biến số khả tồn mối quan hệ dài hạn Ví dụ, Bahmani-Oskooee Sohrabian (1992) cho thấy tỷ giá hối đối hiệu dụng đồng la Mỹ số S&P 500 tác động nhân Granger lẫn ngắn hạn, dài hạn, chúng không đồng liên kết với Phát xác nhận nhiều nghiên cứu cho quốc gia khác Ví dụ, Granger cộng (2000) cho Hồng Kông, Indonesia, Nhật Bản, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan Đài Loan; Nieh Lee (2001) cho Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh Mỹ; Smyth Nandha (2003) cho Bangladesh, Ấn Độ, Pakistan Sri Lanka; Lean cộng (2005) cho tám quốc gia châu Á; Phylaktis Ravazzolo (2005) cho năm quốc gia châu Á; Obben cộng (2006) cho New Zealand; Yau Nieh (2006) cho Đài Loan Nhật Bản; Pan cộng (2007) cho bảy quốc gia châu Á; Ismail Isa (2009) cho Malaysia; Rahman Uddin (2009) cho Bangladesh, Ấn Độ Pakistan; Kutty (2010) cho Mexico; Zhao (2010) cho Trung Quốc; Alagidede cộng (2011) cho Úc, Canada, Nhật Bản, Thụy Sĩ Anh; Lean cộng (2011) cho nước châu Á; Lee cộng (2011) cho nước châu Á; Eita (2012) cho Namibia; Inegbedion (2012) cho Nigeria; Kollias cộng (2012) cho Châu Âu; Tsai (2012) cho nước châu Á; Wickremasinghe (2012) cho Sri Lanka; Abidin (2013) cho nước châu Á bao gồm Úc New Zealand; Buberkoku (2013) cho số nước phát triển phát triển; Khan cộng (2013) cho Pakistan; Boonyanam (2014) cho Thái Lan; Caporale cộng (2014) cho số nước công nghiệp bao gồm khu vực đồng Euro; Moore Wang (2014) cho nước phát triển phát triển; Yang cộng (2014) cho nước châu Á Các nghiên cứu xác nhận mối quan hệ dài hạn tỷ giá hối đoái giá chứng khốn Tuy nhiên, có vài nghiên cứu xác minh mối quan hệ dài hạn này, ví dụ Richards cộng (2009) cho Úc; Yau Nieh (2009) cho Nhật Bản Đài Loan; Tian Ma (2010) cho Trung Quốc; Chortareas cộng (2011) cho Ai Cập, Oman, Saudi Arabia Kuwait; Harjito McGowan (2011) cho Indonesia, Philippines, Singapore Thái Lan; Parsva Lean (2011) cho Ai Cập, Iran, Jordan, Kuwait, Oman Saudi Arabia; Lin (2012) cho Ấn Độ, Indonesia, Hàn Quốc, Philippines; Đài Loan Thái Lan; Groenewold Paterson (2013) cho Úc; Tsagkanos Siriopoulos (2013) cho EU Hoa Kỳ; Unlu (2013) cho nước châu Á sử dụng liệu bảng điều khiển; Tuncer (2014) cho Thổ Nhĩ Kỳ Mặc dù nghiên cứu sử dụng kỹ thuật đồng liên kết khác để điều tra mối quan hệ dài hạn giá chứng khoán tỷ giá hối đoái, chúng có điểm chung Đó tất nghiên cứu giả định tăng giá tiền tệ khiến giá chứng khốn tăng lên, giảm giá tiền tệ giá chứng khoán giảm, tức ảnh hưởng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán đối xứng Tuy nhiên, theo lập luận Bahmani-Oskooee Saha (2015), định hầu hết người tham gia thị trường chứng khoán dựa vào kỳ vọng thân, nên thay đổi tỷ giá ảnh hưởng bất đối xứng lên giá chứng khốn Ví dụ, đề cập trên, giảm giá tiền tệ làm tăng chi phí đầu vào nhập làm cho xuất trở nên rẻ Nếu nhiều nhà đầu tư quản lý quỹ tin công ty phụ thuộc xuất đạt nhiều mà cơng ty phụ thuộc đầu vào nhập bị mất, giá cổ phiếu tổng thể tăng lên Tuy nhiên, số người tham gia thị trường tin kết chí xảy với tăng giá tiền tệ Do điều chỉnh chậm chạp phía nhà xuất (ví dụ chậm định, chậm sản xuất, chậm giao hàng,…), nhà xuất không chịu ảnh hưởng tăng giá tiền tệ thời gian, nhà nhập đầu vào hưởng lợi, hiệu ứng bất đối xứng diện Mặt khác, nghiên cứu Miller Reuer (1998) cho thấy doanh nghiệp sử dụng quyền chọn thực để phòng ngừa biến động tỷ giá, hệ số nhạy cảm kỳ vọng thời kỳ nội tệ tăng giá khác so với thời kỳ giảm giá Rủi ro vỡ nợ cho yếu tố gây tính phi tuyến bất đối xứng liên quan đến rủi ro tỷ giá Nội tệ giảm giá làm tăng chi phí giao dịch ngoại tệ, làm khách hàng nước vỡ nợ; điều không xảy nội tệ tăng giá (Cheah cộng sự, 2017) Một cách giải thích khác, ví dụ, doanh nghiệp, chi phí đầu vào nhập giảm nội tệ tăng giá, dẫn đến lợi nhuận giá chứng khoán tăng lên Tuy nhiên, doanh nghiệp trên, nội tệ giảm giá, chi phí đầu vào tăng lên; để trì thị phần, doanh nghiệp có thể: Pan, M S., & Liu, Y A (2012) Exchange rate exposure: evidence from industryspecific exchange rates, International Research Journal of Finance and Economics, 84, 121–132 Pan, M S., Fok, R C., & Liu, Y A (2007) Dynamic linkages between exchange rates and stock prices: Evidence from East Asian markets, International Review of Economics and Finance, 16, 503–520 Patra, T., & Poshakwale, S (2006) Economic variables and stock market returns: evidence from the Athens stock exchange, Applied Financial Economics, 16, 993–1005 Pesaran, M H., Shin, Y., & Smith, R J (2001) Bounds testing approaches to the analysis of level relationships Journal of Applied Econometrics, 16(3), 289–326 Phylaktis, K., & Ravazzolo, F (2005) Stock prices and exchange rate dynamics, Journal of International Money and Finance, 24(7), 1031–1053 Prasad, A M., & Rajan, M (1995) The role of exchange and interest risk in equity valuation: a comparative study of international stock markets, Journal of Economics and Business, 47, 457–472 Priestley, R., & Ødegaard, B A (2007) Linear and nonlinear exchange rate exposure, Journal of International Money and Finance, 26, 1016–1037 Ratanapakorn, O., & Sharma, S C (2007) Dynamic analysis between the US stock returns and the macroeconomic variables, Applied Financial Economics, 17, 369–377 Shin, Y B C., Yu, & Greenwood-Nimmo, M (2014) Modelling Asymmetric Cointegration and Dynamic Multipliers in a Nonlinear ARDL Framework Festschrift in Honor of Peter Schmidt: Econometric Methods and Applications, eds by R Sickels and W Horrace: Springer, 281–314 Smith, C E (1992a) Equities and the UK exchange rate, Applied Economics, 24, 327– 335 Smith, C E (1992b) Stock markets and the exchange rate: a multi-country approach, Journal of Macroeconomics, 14(4), 697–629 Smyth, R., & Nandha, M (2003) Bivariate causality between exchange rates and stock prices in South Asia Appl Econ Lett, 10(11), 699–704 Soenen, L A & Hennigar, E S (1988) An analysis of exchange rates and stock prices– the U.S experiences between 1980 and 1986, Akron Business and Economic Review, 19(4), 7–16 Solnik, B (1987) Using financial prices to test exchange rate models: a note, The Journal of Finance, 42, 141–149 Stavarek, D (2005) Stock prices and exchange rates in the EU and the USA: Evidence on their mutual interactions, Czech Journal of Economics and Finance, 55, 141–161 Tai, C (2007) Asymmetric currency exposure and currency risk pricing, International Review of Financial Analysis, 17, 647–663 Tai, C (2010) Foreign exchange risk and risk exposure in the Japanese stock market, Managerial Finance, 36, 511–524 Tsagkanos, A., & Siriopoulos, C (2013) A long-run relationship between stock price index and exchange rate: A structural nonparametric cointegrating regression approach, Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, 25, 106–118 Vassalou, M (2000) Exchange rate and foreign inflation risk premiums in global equity returns, Journal of International Money and Finance, 19, 433–470 Williamson, R (2001) Exchange rate exposure and competition: evidence from the automotive industry, Journal of Financial Economics, 59, 441–475 Wongbangpo, P., & Sharma, S C (2002) Stock market and macroeconomic fundamental dynamic interactions: ASEAN5 countries, Journal of Asian Economics, 13, 27–51 Yang, S., & Doong, S (2004) Price and volatility spillovers between stock prices and exchange rates: empirical evidence from the G-7 countries, International Journal of Business and Economics, 3(2), 139–153 Yau, H., & Nieh, C (2006) Interrelationships among stock prices of Taiwan and Japan and NTD/Yen exchange rate, Journal of Asian Economics, 17, 535–552 PHỤ LỤC VIỆT NAM NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 17490918 14 012493513 Residual | 881642134 185 004765633 -+ -Total | 1.05655131 199 005309303 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 2.62 0.0017 0.1655 0.1024 06903 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.0703883 0321078 -2.19 0.030 -.1337329 -.0070437 | _x1p | L1 | 0839166 1190257 0.71 0.482 -.1509057 318739 | _x1n | L1 | 0414471 0805223 0.51 0.607 -.117413 2003072 | _dy | L1 | -.0038964 0706433 -0.06 0.956 -.1432664 1354736 L2 | -.0279832 072276 -0.39 0.699 -.1705743 114608 L3 | -.2856365 0708978 -4.03 0.000 -.4255087 -.1457644 | _dx1p | | -.1566478 3685871 -0.42 0.671 -.8838221 5705266 L1 | -.2550175 3068754 -0.83 0.407 -.8604429 3504078 L2 | 055172 3046484 0.18 0.856 -.5458596 6562036 L3 | 1581544 3002565 0.53 0.599 -.4342126 7505215 | _dx1n | | 0909506 3219576 0.28 0.778 -.5442298 726131 L1 | -.2687057 3248746 -0.83 0.409 -.9096411 3722297 L2 | 359092 3187761 1.13 0.261 -.2698119 9879958 L3 | 2285633 3819385 0.60 0.550 -.5249517 9820782 | _cons | 1754408 0778076 2.25 0.025 0219366 328945 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -neer | 1.192 491 0.484 -0.589 2575 0.612 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -neer | 1.165 0.282 4699 0.494 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.1922 1.6556 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 68.53 0.0033 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 08787 0.7669 Ramsey RESET test (F) 5.182 0.0019 Jarque-Bera test on normality (chi2) 380.7 0.0000 VIỆT NAM SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 033840106 14 00241715 Residual | 106386551 185 000575062 -+ -Total | 140226656 199 000704657 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 4.20 0.0000 0.2413 0.1839 02398 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.0936282 0364049 -2.57 0.011 -.1654504 -.0218061 | _x1p | L1 | 0014775 0115175 0.13 0.898 -.021245 0242 | _x1n | L1 | 0148491 0142378 1.04 0.298 -.0132402 0429383 | _dy | L1 | -.0445614 069449 -0.64 0.522 -.1815753 0924524 L2 | -.0133594 0689767 -0.19 0.847 -.1494413 1227226 L3 | -.2983174 0680286 -4.39 0.000 -.4325291 -.1641058 | _dx1p | | -.0295237 0392724 -0.75 0.453 -.1070031 0479557 L1 | -.037419 0392703 -0.95 0.342 -.1148941 0400561 L2 | -.0578344 0391701 -1.48 0.142 -.1351119 0194431 L3 | 1419901 0405166 3.50 0.001 062056 2219242 | _dx1n | | 0391277 0439704 0.89 0.375 -.0476202 1258756 L1 | 046462 0405121 1.15 0.253 -.033463 1263871 L2 | 0875717 0405458 2.16 0.032 0075802 1675632 L3 | -.1063152 0422005 -2.52 0.013 -.1895713 -.0230591 | _cons | 4695573 1844129 2.55 0.012 1057346 8333801 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -sp | 0.016 0165 0.898 -0.159 1.333 0.250 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -sp | 50.29 0.000 2612 0.610 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.5719 2.3120 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 44.98 0.2714 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 32.86 0.0000 Ramsey RESET test (F) 11.08 0.0000 Jarque-Bera test on normality (chi2) 164.3 0.0000 INDONESIA NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 207771471 14 014840819 Residual | 535717757 185 002895772 -+ -Total | 743489228 199 003736127 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 5.12 0.0000 0.2795 0.2249 05381 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.1133495 0413282 -2.74 0.007 -.1948846 -.0318144 | _x1p | L1 | 1351094 0856243 1.58 0.116 -.0338163 304035 | _x1n | L1 | 0598378 0645074 0.93 0.355 -.0674269 1871025 | _dy | L1 | 0264509 0706087 0.37 0.708 -.112851 1657527 L2 | -.0058569 0688785 -0.09 0.932 -.1417452 1300315 L3 | -.3135683 0686158 -4.57 0.000 -.4489384 -.1781982 | _dx1p | | 2564003 1653799 1.55 0.123 -.0698729 5826734 L1 | -.0139646 1532481 -0.09 0.927 -.3163032 2883741 L2 | 0532803 1474871 0.36 0.718 -.2376926 3442533 L3 | -.1248059 1464229 -0.85 0.395 -.4136793 1640674 | _dx1n | | 4055151 1574794 2.58 0.011 0948288 7162015 L1 | -.2088723 1715071 -1.22 0.225 -.5472335 1294889 L2 | -.3986576 1732735 -2.30 0.023 -.7405038 -.0568115 L3 | 288396 1791166 1.61 0.109 -.0649777 6417697 | _cons | 2920414 1047302 2.79 0.006 0854223 4986605 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -NEER | 1.192 2.639 0.106 -0.528 8035 0.371 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -NEER | 18.72 0.000 03295 0.856 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.7427 2.8701 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 40.74 0.4376 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 7.64 0.0057 Ramsey RESET test (F) 4.66 0.0037 Jarque-Bera test on normality (chi2) 241.7 0.0000 INDONESIA SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 072152675 14 005153762 Residual | 273005978 185 001475708 -+ -Total | 345158653 199 001734466 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 3.49 0.0000 0.2090 0.1492 03841 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.1031348 0385038 -2.68 0.008 -.1790978 -.0271718 | _x1p | L1 | -.0182001 0284122 -0.64 0.523 -.0742537 0378535 | _x1n | L1 | -.0086197 0392679 -0.22 0.826 -.0860901 0688507 | _dy | L1 | 0095824 073638 0.13 0.897 -.1356957 1548605 L2 | -.0802716 0728131 -1.10 0.272 -.2239223 0633791 L3 | -.1782436 0722476 -2.47 0.015 -.3207787 -.0357086 | _dx1p | | 2063132 07918 2.61 0.010 0501013 3625251 L1 | -.1443778 0782701 -1.84 0.067 -.2987946 010039 L2 | 0265883 0775799 0.34 0.732 -.1264667 1796432 L3 | 0675745 0868762 0.78 0.438 -.103821 23897 | _dx1n | | 1078905 0821409 1.31 0.191 -.0541627 2699437 L1 | 1175348 0729483 1.61 0.109 -.0263827 2614522 L2 | -.0413445 0730742 -0.57 0.572 -.1855105 1028214 L3 | -.0987195 0759061 -1.30 0.195 -.2484724 0510335 | _cons | 4958412 1866323 2.66 0.009 1276399 8640426 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -SP | -0.176 4049 0.525 0.084 0474 0.828 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -SP | 721 0.397 1151 0.735 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.6786 2.4554 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 39.03 0.5138 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 0009395 0.9755 Ramsey RESET test (F) 1.848 0.1401 Jarque-Bera test on normality (chi2) 165.6 0.0000 MALAYSIA NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 054944617 14 003924616 Residual | 177621221 185 000960115 -+ -Total | 232565838 199 001168673 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 4.09 0.0000 0.2363 0.1785 03099 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.160393 0525461 -3.05 0.003 -.2640597 -.0567264 | _x1p | L1 | 1878822 0840925 2.23 0.027 0219787 3537858 | _x1n | L1 | 1156959 0627176 1.84 0.067 -.0080379 2394297 | _dy | L1 | 0357309 0729141 0.49 0.625 -.1081191 1795809 L2 | -.0291282 07129 -0.41 0.683 -.169774 1115177 L3 | -.2863474 0702378 -4.08 0.000 -.4249175 -.1477773 | _dx1p | | 5843401 1934529 3.02 0.003 2026826 9659976 L1 | -.2500434 1711368 -1.46 0.146 -.5876741 0875873 L2 | -.0243817 1716186 -0.14 0.887 -.362963 3141995 L3 | -.0669881 170704 -0.39 0.695 -.4037649 2697888 | _dx1n | | 2410668 1574351 1.53 0.127 -.0695321 5516658 L1 | -.0258369 1611747 -0.16 0.873 -.3438137 2921399 L2 | 0171084 1603348 0.11 0.915 -.2992112 333428 L3 | 2409983 1816418 1.33 0.186 -.1173573 5993539 | _cons | 4573783 1478153 3.09 0.002 165758 7489987 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -NEER | 1.171 12.87 0.000 -0.721 5.945 0.016 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -NEER | 85.87 0.000 2244 0.636 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -3.0524 3.1774 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 61.12 0.0174 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 1.032 0.3097 Ramsey RESET test (F) 8.001 0.0000 Jarque-Bera test on normality (chi2) 585.6 0.0000 MALAYSIA SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 019983065 14 001427362 Residual | 082888088 185 000448044 -+ -Total | 102871154 199 00051694 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 3.19 0.0002 0.1943 0.1333 02117 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.0580703 0287715 -2.02 0.045 -.1148328 -.0013079 | _x1p | L1 | 0209727 0308909 0.68 0.498 -.0399711 0819164 | _x1n | L1 | 0281736 0388432 0.73 0.469 -.048459 1048061 | _dy | L1 | 1018962 0701305 1.45 0.148 -.0364622 2402547 L2 | -.0128463 0705817 -0.18 0.856 -.1520948 1264022 L3 | -.3034756 0705694 -4.30 0.000 -.4426999 -.1642514 | _dx1p | | 1685267 0790142 2.13 0.034 0126419 3244115 L1 | -.0500276 0730738 -0.68 0.494 -.1941927 0941375 L2 | 0407583 0727031 0.56 0.576 -.1026755 184192 L3 | 1316278 0767407 1.72 0.088 -.0197716 2830271 | _dx1n | | 130875 0774146 1.69 0.093 -.0218539 2836039 L1 | 0171819 0753826 0.23 0.820 -.1315382 165902 L2 | -.0536903 0741511 -0.72 0.470 -.1999808 0926003 L3 | -.049485 0797087 -0.62 0.535 -.2067399 1077699 | _cons | 2637156 1326161 1.99 0.048 0020813 5253499 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -SP | 0.361 4544 0.501 -0.485 5245 0.470 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -SP | 7756 0.380 1.563 0.213 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.0183 1.4127 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 40.76 0.4369 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 2.011 0.1562 Ramsey RESET test (F) 8.753 0.0000 Jarque-Bera test on normality (chi2) 442.9 0.0000 PHILIPPINES NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 12579947 14 008985676 Residual | 345745931 185 001868897 -+ -Total | 4715454 199 002369575 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 4.81 0.0000 0.2668 0.2113 04323 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.1150077 0409926 -2.81 0.006 -.1958808 -.0341347 | _x1p | L1 | 0216304 0657887 0.33 0.743 -.1081621 151423 | _x1n | L1 | -.0338073 0608427 -0.56 0.579 -.153842 0862275 | _dy | L1 | 0281067 0708085 0.40 0.692 -.1115892 1678026 L2 | -.043666 0703008 -0.62 0.535 -.1823603 0950283 L3 | -.2886386 0673461 -4.29 0.000 -.4215037 -.1557736 | _dx1p | | 7486496 2052226 3.65 0.000 343772 1.153527 L1 | -.2454017 1995636 -1.23 0.220 -.6391146 1483113 L2 | 0271385 1998641 0.14 0.892 -.3671674 4214444 L3 | 0599691 1985517 0.30 0.763 -.3317476 4516857 | _dx1n | | 3412525 2040319 1.67 0.096 -.0612758 7437809 L1 | 1590373 2022325 0.79 0.433 -.2399412 5580158 L2 | 1957457 2019433 0.97 0.334 -.2026621 5941536 L3 | 3231956 2140833 1.51 0.133 -.0991629 7455541 | _cons | 3565322 1263122 2.82 0.005 1073347 6057298 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -NEER | 0.188 1208 0.729 0.294 2729 0.602 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -NEER | 69.01 0.000 5095 0.476 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.8056 3.1836 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 53.83 0.0709 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 05609 0.8128 Ramsey RESET test (F) 3.051 0.0299 Jarque-Bera test on normality (chi2) 231.9 0.0000 PHILIPPINES SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 041338413 14 002952744 Residual | 109119827 185 000589837 -+ -Total | 15045824 199 000756072 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 5.01 0.0000 0.2748 0.2199 02429 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.1024794 0339429 -3.02 0.003 -.1694443 -.0355145 | _x1p | L1 | 0601267 0211358 2.84 0.005 0184286 1018248 | _x1n | L1 | 075083 0277426 2.71 0.007 0203504 1298156 | _dy | L1 | -.0156858 0692531 -0.23 0.821 -.1523132 1209416 L2 | -.0106089 0692533 -0.15 0.878 -.1472367 1260188 L3 | -.3039179 0705441 -4.31 0.000 -.4430923 -.1647436 | _dx1p | | 1966687 0615017 3.20 0.002 075334 3180035 L1 | -.011066 0585066 -0.19 0.850 -.1264919 1043598 L2 | 0393832 058678 0.67 0.503 -.0763808 1551472 L3 | 1878359 0643051 2.92 0.004 0609702 3147016 | _dx1n | | 1899303 0667343 2.85 0.005 0582723 3215884 L1 | -.0207345 064943 -0.32 0.750 -.1488585 1073895 L2 | -.1410629 0636246 -2.22 0.028 -.266586 -.0155399 L3 | -.0970104 0613558 -1.58 0.116 -.2180574 0240366 | _cons | 4693214 1562221 3.00 0.003 1611156 7775272 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -SP | 0.587 6.32 0.013 -0.733 5.71 0.018 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -SP | 3.703 0.056 6.037 0.015 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -3.0192 4.4948 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 43.97 0.3070 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 3.06 0.0802 Ramsey RESET test (F) 3.187 0.0250 Jarque-Bera test on normality (chi2) 57.42 0.0000 SINGAPORE NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 088321473 14 006308677 Residual | 307441682 185 001661847 -+ -Total | 395763155 199 00198876 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 3.80 0.0000 0.2232 0.1644 04077 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.147377 0454978 -3.24 0.001 -.2371383 -.0576157 | _x1p | L1 | -.1230744 0975037 -1.26 0.208 -.3154365 0692876 | _x1n | L1 | -.278111 1555326 -1.79 0.075 -.5849566 0287347 | _dy | L1 | 0547749 0697105 0.79 0.433 -.0827549 1923046 L2 | 0013167 0689648 0.02 0.985 -.1347418 1373753 L3 | -.3050895 0665167 -4.59 0.000 -.4363183 -.1738607 | _dx1p | | 6777528 4838832 1.40 0.163 -.2768859 1.632391 L1 | -.5671636 4865246 -1.17 0.245 -1.527013 3926861 L2 | 2308459 4863725 0.47 0.636 -.7287038 1.190396 L3 | -.5286556 5461687 -0.97 0.334 -1.606175 5488642 | _dx1n | | -.6593593 567369 -1.16 0.247 -1.778704 4599859 L1 | 5887353 5029282 1.17 0.243 -.4034766 1.580947 L2 | 1102556 5015337 0.22 0.826 -.8792052 1.099716 L3 | 5950027 4961886 1.20 0.232 -.3839129 1.573918 | _cons | 4655517 1450186 3.21 0.002 1794489 7516545 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -NEER | -0.835 1.488 0.224 1.887 3.238 0.074 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -NEER | 7.66 0.006 2758 0.600 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -3.2392 3.8012 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 47.1 0.2047 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 1.04 0.3079 Ramsey RESET test (F) 3.545 0.0157 Jarque-Bera test on normality (chi2) 542 0.0000 SINGAPORE SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 003977374 14 000284098 Residual | 015453644 185 000083533 -+ -Total | 019431018 199 000097643 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 3.40 0.0001 0.2047 0.1445 00914 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.0628605 0262106 -2.40 0.017 -.1145706 -.0111505 | _x1p | L1 | 0161377 0091631 1.76 0.080 -.0019399 0342153 | _x1n | L1 | 0107878 0105588 1.02 0.308 -.0100432 0316189 | _dy | L1 | 006829 0695031 0.10 0.922 -.1302916 1439497 L2 | -.1768251 0674521 -2.62 0.009 -.3098993 -.0437509 L3 | -.3317629 0683841 -4.85 0.000 -.4666758 -.19685 | _dx1p | | -.0059095 0272815 -0.22 0.829 -.0597323 0479134 L1 | 0069153 0241408 0.29 0.775 -.0407113 0545419 L2 | 0056836 0240094 0.24 0.813 -.0416838 0530511 L3 | -.0086591 0245704 -0.35 0.725 -.0571332 039815 | _dx1n | | 0119247 0244047 0.49 0.626 -.0362227 060072 L1 | -.0116742 0243596 -0.48 0.632 -.0597325 0363841 L2 | -.0076578 0240269 -0.32 0.750 -.0550598 0397441 L3 | -.0021046 0254795 -0.08 0.934 -.0523723 0481632 | _cons | 2804775 1165879 2.41 0.017 0504649 5104902 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -SP | 0.257 2.045 0.154 -0.172 7535 0.387 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -SP | 13.74 0.000 0133 0.908 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.3983 3.1543 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 63.33 0.0108 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 10.64 0.0011 Ramsey RESET test (F) 4.503 0.0045 Jarque-Bera test on normality (chi2) 126.3 0.0000 THÁI LAN NEER TÁC ĐỘNG SP Source | SS df MS -+ -Model | 207188526 14 01479918 Residual | 374576962 185 00202474 -+ -Total | 581765488 199 002923445 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 7.31 0.0000 0.3561 0.3074 045 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.1174764 0390018 -3.01 0.003 -.1944218 -.040531 | _x1p | L1 | -.0771515 1164255 -0.66 0.508 -.306844 1525409 | _x1n | L1 | -.1348081 1359925 -0.99 0.323 -.4031037 1334875 | _dy | L1 | 0066213 0705326 0.09 0.925 -.1325303 1457729 L2 | -.0165462 069804 -0.24 0.813 -.1542603 121168 L3 | -.2683837 0698559 -3.84 0.000 -.4062002 -.1305671 | _dx1p | | 1.070867 2522859 4.24 0.000 5731393 1.568594 L1 | 3794825 2937096 1.29 0.198 -.1999683 9589333 L2 | -.0090484 2890344 -0.03 0.975 -.5792757 5611788 L3 | 2947466 2925924 1.01 0.315 -.2825003 8719934 | _dx1n | | 1.013618 3058554 3.31 0.001 4102054 1.617031 L1 | 0097298 275111 0.04 0.972 -.5330285 5524881 L2 | 0750417 2777454 0.27 0.787 -.4729138 6229972 L3 | 0824686 2842311 0.29 0.772 -.4782823 6432195 | _cons | 3065304 0991273 3.09 0.002 110965 5020958 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -NEER | -0.657 452 0.502 1.148 1.077 0.301 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -NEER | 11.9 0.001 3678 0.545 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -3.0121 3.1885 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 40.68 0.4402 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 02834 0.8663 Ramsey RESET test (F) 15.83 0.0000 Jarque-Bera test on normality (chi2) 395.8 0.0000 THÁI LAN SP TÁC ĐỘNG NEER Source | SS df MS -+ -Model | 028298267 14 002021305 Residual | 06724056 185 000363462 -+ -Total | 095538827 199 000480095 Number of obs F(14, 185) Prob > F R-squared Adj R-squared Root MSE = = = = = = 200 5.56 0.0000 0.2962 0.2429 01906 -_dy | Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] -+ -_y | L1 | -.0863114 0370589 -2.33 0.021 -.1594238 -.0131989 | _x1p | L1 | 0209071 0167573 1.25 0.214 -.0121528 0539671 | _x1n | L1 | 0196883 0202132 0.97 0.331 -.0201897 0595663 | _dy | L1 | -.0180754 0744424 -0.24 0.808 -.1649405 1287896 L2 | 0129603 074008 0.18 0.861 -.1330478 1589684 L3 | -.1346936 0750813 -1.79 0.074 -.2828193 0134321 | _dx1p | | 2094744 0431806 4.85 0.000 1242847 294664 L1 | -.0442345 0426445 -1.04 0.301 -.1283666 0398977 L2 | 0126542 0427328 0.30 0.767 -.0716522 0969605 L3 | 0110758 0497733 0.22 0.824 -.0871204 109272 | _dx1n | | 1716514 0469696 3.65 0.000 0789865 2643164 L1 | 0088159 0440314 0.20 0.842 -.0780524 0956841 L2 | 0097802 0433131 0.23 0.822 -.0756708 0952312 L3 | 0163513 0436822 0.37 0.709 -.069828 1025305 | _cons | 3848116 1658156 2.32 0.021 0576791 7119441 -Asymmetry statistics: -| Long-run effect [+] | Long-run effect [-] Exog var | coef F-stat P>F | coef F-stat P>F -+ -SP | 0.242 1.347 0.247 -0.228 8144 0.368 -+ -| Long-run asymmetry | Short-run asymmetry | F-stat P>F | F-stat P>F -+ -SP | 09029 0.764 02072 0.886 -Note: Long-run effect [-] refers to a permanent change in exog var by -1 Cointegration test statistics: t_BDM = F_PSS = -2.3290 2.1458 Model diagnostics stat p-value Portmanteau test up to lag 40 (chi2) 38.75 0.5266 Breusch/Pagan heteroskedasticity test (chi2) 5.651 0.0174 Ramsey RESET test (F) 5769 0.6309 Jarque-Bera test on normality (chi2) 19.51 0.0001 ... nghiên cứu nhằm cung cấp chứng tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán khu vực ASEAN, cách xem xét liệu tỷ giá số giá chứng khoán theo tháng quốc gia ASEAN- 6 (Việt Nam, Indonesia,...BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - NGUYỄN THỊ HƯƠNG GIANG TÁC ĐỘNG BẤT ĐỐI XỨNG CỦA THAY ĐỔI TỶ GIÁ LÊN GIÁ CHỨNG KHOÁN TẠI KHU VỰC SÁU NƯỚC ASEAN. .. văn nhằm cung cấp chứng tác động bất đối xứng thay đổi tỷ giá lên giá chứng khoán khu vực sáu nước ASEAN (Việt Nam, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore Thái Lan) 1.3 Đối tượng phạm vi