Mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và biến động thị trường chứng khoán một số quốc gia thành viên ASEAN

HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 31
MỐI LIÊN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ BIẾN ĐỘNG 
THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN MỘT SỐ QUỐC GIA THÀNH VIÊN ASEAN
Nguyễn Thị Thúy Nga*
TÓM TẮT: Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng mô hình cho số liệu mảng để nghiên cứu mối liên hệ 
giữa tỷ giá hối đoái và biến động thị trường chứng khoán cho một số thị trường mới nổi ASEAN, bao 
gồm Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam, thời kỳ tháng 3/2010 đến tháng 
5/2019. Mô hình POLS (Pooled Ordinary Least Square) là mô hình phù hợp với số liệu đã thu thập. Kết 
quả nghiên cứu khẳng định mối quan hệ tác động ngược chiều giữa lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán 
đến lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán tại 6 quốc gia trên.
Từ khóa: biến động thị trường chứng khoán, thay đổi tỷ giá hối đoái, thị trường mới nổi ASEAN, số liệu 
mảng
1. GIỚI THIỆU
Trong suốt hai thập kỷ vừa qua, các quốc gia trong nền kinh tế mới nổi đã trải qua nhiều cuộc 
khủng hoảng, phải kể đến là sự đổ vỡ thị trường chứng khoán năm 1987, khủng hoảng tiền tệ ở 
châu Á năm 1997, khủng hoảng tiền tệ Mexico năm 1994 và khủng hoảng kinh tế thế giới năm 
2008. Các sự kiện trên đã mang đến những biến động lớn trong nền kinh tế, ảnh hưởng của chúng 
đã nhanh chóng lan rộng sang các nền kinh tế mới nổi khác và làm tăng lên đáng kể biến động tỷ 
giá hối đoái; do đó mức độ rủi ro của các danh mục quốc tế thể hiện bởi thu nhập của chứng khoán 
nước ngoài trên đồng nội tệ cũng tăng theo. Mối liên kết động giữa tỷ giá hối đoái và biến động 
giá chứng khoán từ lâu đã là chủ đề thu hút nhiều nghiên cứu. Có rất nhiều cách tiếp cận kinh tế 
nghiên cứu chủ đề này để xem có hay không biến động trên thị trường ngoại hối tác động lên (hoặc 
bị ảnh hưởng bởi) hành vi trên thị trường chứng khoán. Tuy nhiên, các nghiên cứu trước đây về 
mối liên kết động giữa tỷ giá hối đoái và biến động thị trường chứng khoán có xu hướng tập trung 
vào thị trường các quốc gia phát triển, rất ít nghiên cứu tập trung vào thị trường kinh tế mới nổi. 
Tác giả tập trung vào thị trường kinh tế mới nổi ASEAN nói chung và đặc biệt là VN nói riêng để 
xem xét có tồn tại mối liên kết động giữa tỷ giá hối đoái và biến động thị trường chứng khoán hay 
không? Bên cạnh đó, nghiên cứu còn xem xét liệu rằng mối liên kết động có khác nhau giữa các 
nước không cùng chế độ tỷ giá hối đoái để đưa ra những giải pháp quản lý kinh tế vĩ mô cũng như 
quản lý danh mục đầu tư quốc tế hiệu quả (Nguyễn Thị Liên Hoa, Lương Thị Thúy Hường, 2014).
* Học viện Tài chính, Đức Thắng, Bắc Từ Liêm, Hà Nội, Việt Nam. Tác giả nhận phản hồi: Email: nguyenthithuynga@hvtc.edu.vn
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA32
2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1 Mối quan hệ giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán: Nền tảng lý thuyết
Những lý thuyết kinh tế từ trước đến nay cho rằng có rất nhiều cách để thị trường chứng 
khoán và thị trường ngoại hối có thể tương tác với nhau, điều đó làm cho các nghiên cứu thực 
nghiệm về sự phụ thuộc lẫn nhau giữa các thị trường trên càng trở nên hấp dẫn hơn. Hướng tiếp 
cận lý thuyết trong các nghiên cứu thường đi theo một trong hai hình thức chính: Hướng tiếp cận 
“Flow-Oriented” (Dornbush và Fisher, 1980) và hướng tiếp cận “stock -oriented” (Branson,1983; 
Frankel, 1983).
Hướng tiếp cận “flow-oriented” khẳng định mối quan hệ tích cực (tương quan dương) giữa tỷ 
giá hối đoái và giá chứng khoán. Sự hạ giá đồng tiền địa phương (tỷ giá tăng do yết giá trực tiếp) 
dẫn đến khả năng cạnh tranh lớn hơn cho các doanh nghiệp trong nước, khi đó hàng hóa xuất khẩu 
của họ sẽ rẻ hơn trong giao dịch quốc tế. Xuất khẩu nhiều hơn sẽ gia tăng thu nhập nội địa và do 
đó giá chứng khoán của các công ty sẽ tăng do giá trị công ty được đại diện bởi hiện giá các khoản 
thu nhập trong tương lai tăng lên.
Theo hướng tiếp cận “Stock- Oriented”, tỷ giá hối đoái được xác định bởi cung và cầu của các 
tài sản tài chính như cổ phiếu hay trái phiếu. Hướng tiếp cận này công nhận tồn tại mối tương quan 
âm giữa giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái bằng cách xem xét danh mục đầu tư quốc tế đa dạng 
và vai trò của sự thay đổi tỷ giá hối đoái trong việc cân bằng cung cầu của tài sản tài chính trong 
nước và nước ngoài. Theo cách đó, sự gia tăng thu nhập giá chứng khoán trong nước sẽ dẫn đến 
đánh giá cao đồng nội tệ thông qua 2 kênh chính là trực tiếp và gián tiếp. Kênh trực tiếp quy định 
rằng khi giá chứng khoán nội địa tăng lên sẽ khuyến khích các nhà đầu tư quốc tế xem xét lại lựa 
chọn danh mục đầu tư của họ. Đặc biệt hơn, họ sẽ cùng nhau mua nhiều tài sản nội địa và bán tài 
sản nước ngoài để có nhiều nội tệ sẵn sàng cho việc mua nhiều tài sản nội địa hơn, và do đó đồng 
tiền nội địa sẽ sụt giá. Ý tưởng chính cho kênh gián tiếp là sự tăng lên trong tài sản chứng khoán 
nội địa sẽ gia tăng sự giàu có. Nhu cầu gia tăng giữa các nhà đầu tư nội địa dẫn đến việc lãi suất sẽ 
cao hơn. Do đó, lãi suất cao hơn làm tăng nhu cầu nước ngoài với đồng nội tệ để mua tài sản nội 
địa mới, khi đó lần lượt dẫn đến tăng giá đồng nội tệ.
2.2. Nghiên cứu thực nghiệm tính dễ biến động của tỷ giá hối đoái và thị trường chứng khoán
Hướng tiếp cận theo lý thuyết của các tác giả hầu như không mang lại những bằng chứng 
thuyết phục để chứng minh mối quan hệ đồng thuận hay nhân quả giữa tỷ giá hối đoái và giá chứng 
khoán, vì vậy đã có nhiều tác giả nghiên cứu thực nghiệm mang tính thuyết phục hơn bằng các mô 
hình kinh tế phức tạp. Các nghiên cứu tiêu biểu như Phylaktis và Ravazzolo trong “Stock prices 
and exchange rate dynamics” năm 2005 phân tích mối tương quan động ngắn hạn và dài hạn giữa 
giá chứng khoán và tỷ giá hối đoái bằng cách sử dụng đồng liên kết và đa biến Granger kiểm tra 
quan hệ nhân quả đối với một số quốc gia khu vực Thái Bình Dương thời kỳ 1980 - 1998. Đầu tiên, 
các tác giả tìm thấy không có mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và thị trường chứng 
khoán nội địa ở các quốc gia. Thứ hai, nghiên cứu cũng chỉ ra thị trường chứng khoán Mỹ được 
xem là “biến nguyên nhân” quan trọng truyền dẫn các biến động đến thị trường ngoại hối và thị 
trường chứng khoán và giữa giá chứng khoán Mỹ và tỷ giá hối đoái thực của các quốc gia khu vực 
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 33
Thái Bình Dương có mối tương quan dương cho những năm sau năm 1990. Sau cùng, nghiên cứu 
cũng chỉ ra giá cổ phiếu và thị trường ngoại hối có mối liên quan tích cực.
Flanvin và cộng sự (2008) trong nghiên cứu “On the stability of domestic financial market 
linkages in the presence of time-varing volatility” sử dụng hướng tiếp cận chuyển đổi Markov với 
các thị trường khu vực Đông Á và thấy rằng những cú sốc bắt nguồn từ thị trường chứng khoán 
hay thị trường ngoại hối và ảnh hưởng đến các thị trường khác nhau trong thời gian thị trường có 
nhiều sóng gió. Bên cạnh đó, ở thị trường các quốc gia mới nổi tác giả Chkili Walid và các cộng sự 
trong nghiên cứu “Stock market voltatility and exchange rates in emerging countries: A Markov-
state switching approach” năm 2011 đã sử dụng mô hình EGARCH chuyển đổi Markov (MS 
- EGARCH) để xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và biến động thị trường chứng khoán 
thời kỳ tháng 12 năm 1994 đến tháng 3 năm 2009 cho bốn thị trường là Hồng Kông, Singapore, 
Malaysia và Mexico. Kết quả của nghiên cứu cung cấp nhiều bằng chứng về tồn tại biến động bất 
đối xứng trong thị trường chứng khoán, hiệu ứng lan tỏa biến động giữa hai thị trường và mối quan 
hệ phụ thuộc của xác suất chuyển đổi trạng thái trên thị trường chứng khoán vào biến động tỷ giá 
hối đoái.
Tuy nhiên, tổng quan nghiên cứu cho thấy, chưa có nghiên cứu về số liệu mảng nào được thực 
hiện để nghiên cứu mối quan hệ giữa thị trường ngoại hối và thị trường chứng khoán ở một nhóm 
các quốc gia trong cùng khu vực hay nhóm các quốc gia có các thị trường tài chính có những nét 
tương đồng. Nghiên cứu này thực hiện khoảng trống thực nghiệm nêu trên.
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1. Dữ liệu thu thập
Về số liệu giá chứng khoán, nghiên cứu tập trung vào chỉ số đại diện tương ứng với các quốc 
gia theo tháng như sau: Indonesia là Downjones Indonesia (IDDOW), Malaysia là FTSE Malaysia 
Kuala Lumpur Composite Index (KLSE), Philippines là PSEi composite (PSI), Singapore là FTSE 
Straits Times Singapore (STI), Thái Lan là SET Index (SETI) và Việt Nam là VN-Index (VNI). 
Về số liệu tỷ giá hối đoái, nghiên cứu tiến hành thu thập tỷ giá hối đoái danh nghĩa trung bình theo 
tháng của đồng tiền các quốc gia quốc gia so với USD (yết giá trực tiếp), bao gồmtỷ giá USD với 
đồng tiền các nước Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam lần lượt là 
USD/IDR, USD/MYR, USD/PHP, USD/SGD, USD/THB, USD/VND. Số liệu chứng khoán và tỷ 
giá được niêm yết trên trang  Giai đoạn nghiên cứu từ tháng 3/2010 đến 
tháng 5/2019.Loạt chỉ số chứng khoán và tỷ giá hối đoái (yết giá trực tiếp) được thu thập và tính 
toán thành hai chỉ số là lợi nhuận tài sản thị trường chứng khoán (r
i,t
) và tỷ lệ thay đổi trong tỷ giá 
hối đoái (e
i,t
) được tính như sau:
( )
( )
, , 1
, , 1
100 ln /
100 ln /
i t it i t
i t it i t
r p p
e f f
−
−
= ×
= ×
Trong đó p
i,t
 là chỉ số giá chứng khoán cho thị trường chứng khoán i vào thời điểm t; r
i,t
 là lợi 
suất thị trường chứng khoán; f
i,t
 là tỷ giá hối đoái của đồng tiền i tại thời điểm t và e
i,t
 là tỷ lệ thay 
đổi trong tỷ giá hối đoái (tăng giá hay giảm giá danh nghĩa).
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA34
3.2. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này thực hiện hồi quy theo số liệu mảng với sự trợ giúp của phần mềm STATA.
4. KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM
Để thực hiện các lệnh thống kê trong STATA, các quốc gia được mã hóa: Indonesia, Malaysia, 
Philippines, Singapore, Thái Lan và Việt Nam lần lượt thành các ký hiệu từ 1 đến 6. Trước tiên, 
chúng ta nhìn nhận sự biến động của chỉ số thị trường chứng khoán mỗi quốc gia và biến động của 
tỷ giá đồng tiền mỗi quốc gia so với đồng Đô la Mỹ qua các Hình 1 và 2 sau đây.
0.12
-2010102
123456DensityrstockGraphs by id
Hình 1. Đồ thị chỉ số thị trường chứng khoán của các quốc gia
0.2468
-1050510
123456Densityrexchange_rateGrap s by id
Hình 2. Đồ thị tỷ giá của đồng tiền các quốc gia so với USD
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 35
Bảng thống kê mô tả sau đây được thực hiện cho từng biến nghiên cứu theo từng quốc gia.
 Total .4827671 -15.52151 14.81349 4.188039 660
 6 .5942921 -13.04414 14.81349 5.389256 110
 5 .6553132 -15.52151 8.469388 4.15059 110
 4 .0697614 -10.01739 9.383364 3.780178 110
 3 .8404959 -8.876945 13.9495 4.2579 110
 2 .2028839 -7.18949 7.280691 2.581036 110
 1 .5338562 -10.90918 12.38765 4.501593 110
 id mean min max sd N
Bảng 1. Mô tả thống kê chỉ số thị trường chứng khoán theo quốc gia
Các quốc gia đều lợi suất chứng khoán trung bình dương, thể hiện trong giai đoạn nghiên 
cứu 2010 đến 2019, các thị trường hoạt động đều có hiệu quả. Hiệu quả trung bình cao nhất là thị 
trường chứng khoán Philippines. Việt Nam có lợi suất chứng khoán trung bình đứng ở mức thứ 3 
trong 6 nước.
 Total .1523287 -7.427262 9.390473 1.768853 660
 6 .1855504 -1.203674 6.838577 .8514963 110
 5 -.0233405 -3.787027 4.07285 1.63975 110
 4 -.0163946 -4.225367 8.214195 1.732757 110
 3 .1300045 -3.560929 3.878847 1.547899 110
 2 .227848 -7.427262 9.390473 2.399581 110
 1 .4103044 -6.795733 6.063893 2.052296 110
 id mean min max sd N
Bảng 2. Mô tả thống kê biến động tỷ giá theo quốc gia so với Đô la Mỹ
Các quốc gia Indonesia, Malaysia, Philippines và Việt Nam đều lợi suất tỷ giá trung bình 
dương, trong khi Singapore và Thái Lan lại có lợi suất tỷ giá trung bình âm trong giai đoạn nghiên 
cứu 2010 đến 2019. Lợi suất trung bình cao nhất là thị trường Indonesia. Việt Nam có tỷ giá trung 
bình đứng ở mức thứ 3 trong 6 nước.
Với dữ liệu mảng như trong bài viết, có 3 mô hình có thể phù hợp là mô hình ước lượng bình 
phương tối thiểu gộp (Pooled Ordinary Least Square - POLS), mô hình với tác động ngẫu nhiên 
(Random Effect - RE) hoặc mô hình tác động cố định (Fix Effect - FE). Để lựa chọn một mô hình 
phù hợp, tác giả thực hiện qua các bước sau đây. Ở đây, tác giả lựa chọn biến phụ thuộc là lợi suất 
chỉ số thị trường chứng khoán, biến độc lập là lợi suất chỉ số ngoại hối. 
Trước tiên thực hiện hồi quy theo mô hình tác động ngẫu nhiên, thu được kết quả, như trong 
Bảng 3.
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA36
 rho 0 (fraction of variance due to u_i)
 sigma_e 3.6754682
 sigma_u 0
 _cons .6559439 .1436361 4.57 0.000 .3744223 .9374655
rexchange_rate -1.136863 .0809644 -14.04 0.000 -1.29555 -.9781752
 rstock Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval]
corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
 Wald chi2(1) = 197.16
 overall = 0.2306 max = 110
 between = 0.0131 avg = 110.0
 within = 0.2337 min = 110
R-sq: Obs per group:
Group variable: id Number of groups = 6
Random-effects GLS regression Number of obs = 660
Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình RE
Dựa trên kết quả ước lượng mô hình tác động ngẫu nhiên, để lựa chọn mô hình phù hợp, 
chúng ta thực hiện kiểm định sau: 
Giả thuyết H
0
: Mô hình POLS là phù hợp 
Đối thuyết H1: Mô hình POLS là không phù hợp 
Lời giải của bài toán kiểm định có được nhờ kết quả trong Bảng 4. 
 Prob > chibar2 = 1.0000
 chibar2(01) = 0.00
 Test: Var(u) = 0
 u 0 0
 e 13.50907 3.675468
 rstock 17.53967 4.188039
 Var sd = sqrt(Var)
 Estimated results:
 rstock[id,t] = Xb + u[id] + e[id,t]
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
Bảng 4. Kết quả lựa chọn mô hình POLS
Vì giá trị xác suất rất lớn, gần 1, nên với mức ý nghĩa 5%, ta tạm thời chấp nhận giả thuyết 
H
0
, nên mô hình POLS là phù hợp. Tiếp theo, chúng ta thực hiện ước lượng mô hình POLS, kết 
quả như trong Bảng 5.
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA 37
 _cons .6559439 .1436361 4.57 0.000 .3739035 .9379843
rexchange_rate -1.136863 .0809644 -14.04 0.000 -1.295842 -.9778828
 rstock Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
Bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình POLS
Trong mô hình trên, các giá trị xác suất đều rất nhỏ, thể hiện các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa 
thống kê ở mức ý nghĩa 0.05. Bước tiếp theo chúng ta thực hiện các kiểm định cần thiết cho mô 
hình POLS. Đầu tiên là kiểm định, phương sai sai số thay đổi. Kết quả kiểm định này như trong 
Bảng 6.
 Total 15.70 4 0.0035
 Kurtosis 9.01 1 0.0027
 Skewness 4.37 1 0.0366
 Heteroskedasticity 2.33 2 0.3127
 Source chi2 df p
Cameron & Trivedi's decomposition of IM-test
 Prob > chi2 = 0.3127
 chi2(2) = 2.33
 against Ha: unrestricted heteroskedasticity
White's test for Ho: homoskedasticity
Bảng 6. Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Trong mô hình trên, các giá trị xác suất lớn hơn 0.05, nên với mức ý nghĩa 0.05, ta chưa có 
cơ sở để bác bỏ giả thuyết H
0
, tạm thời chấp nhận giả thuyết H
0
, nghĩa là mô hình POLS không có 
hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Kiểm định tiếp theo là kiểm định hiện tượng tự tương quan, 
kết quả như trong Bảng 7.
 Prob > F = 0.6881
 F( 1, 5) = 0.181
H0: no first order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Bảng 7. Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan
Giá trị xác suất trong kiểm định này lớn hơn 0.05, nên với mức ý nghĩa 0.05, ta chưa có cơ sở 
để bác bỏ giả thuyết H
0
, tạm thời chấp nhận giả thuyết H
0
, nghĩa là mô hình POLS không có hiện 
tượng tự tương quan.
Các ước lượng và kiểm định trên khẳng định mô hình POLS hoàn toàn phù hợp trong việc 
mô tả và phân tích tác động của lợi suất tỷ giá các nước châu Á được nghiên cứu lợi suất chỉ số thị 
trường chứng khoán tương ứng. 
HỘI THẢO QUỐC TẾ: PHÁT TRIỂN KINH TẾ VÀ KINH DOANH BỀN VỮNG TRONG ĐIỀU KIỆN TOÀN CẦU HÓA38
KẾT LUẬN
Như vậy mô hình mô tả mối quan hệ giữa lợi suất tỷ giá các nước châu Á được nghiên cứu 
lợi suất chỉ số thị trường chứng khoán tương ứng, trong đó có Việt Nam, giai đoạn tháng 3/2010 
đến tháng 5/2019 là:
it it itrstock 0.66 1.14* rexchange _ rate u= − +
Trong đó, itu là sai số của mô hình. Mô hình cho thấy trong giai đoạn 2010-2019, tại 6 quốc 
gia ASEAN được nghiên cứu, tác động của lợi suất tỷ giá là thống nhất tại các quốc gia, và tác 
động đó là ngược chiều đến lợi suất chỉ số chứng khoán. Các nhà đầu tư trên một hoặc cả hai thị 
trường không chỉ cần quan tâm tới diễn biến trên mỗi thị trường, mà phải quan tâm tới diễn biến 
trên cả hai thị trường và tác động qua lại giữa chúng. Thông tin trên mỗi thị trường có thể được sử 
dụng như các chỉ báo để tìm hiểu và dự báo cho hiệu quả đầu tư trên thị trường còn lại. Cụ thể, do 
hai chỉ số thị trường biến động ngược chiều, nên khi thị trường này giảm điểm, nhà đầu tư có thể 
lựa chọn đầu tư vào thị trường còn lại.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Branson, W.H. (1983), Macroeconomic determinants of real exchange risk, In: Herring, R.J. 
(Ed.), Managing Foreign Exchange Risk, Cambridge University Press.
Chkili Walid, Aloui Chaker, Aloui Chaker and John Fry (2011), “Stock market volatility and 
exchange rates in emerging countries: A Markov-state switching approach”, Emerging Markets 
Review, 12, 272-292.
Dornbush, Fisher (1980), “Exchange rates and the current account”, The American Economic 
Review 70, 960-971.
Flavin, T. J., Panopoullou, E., Unalmis, D. (2008), “On the stability of domestic financial 
market linkages in the presence of time-varing volatility”, Emereging Market Review, Vol. 9, Issue 
4, pp. 280-301.
Frankel, J. (1983), “Monetary and portfolio balance models of exchange rate determination”, 
In Bhandari, J., Putnam, B. (Eds.), Economic Interdependence and Flexible Exchange Rates, MIT 
Press, Cambridge, MA, pp. 84-114.
Nguyễn Thị Liên Hoa, Lương Thị Thúy Hường (2014), “Mối liên kết động giữa tỷ giá hối 
đoái và biến động thị trường chứng khoán các quốc gia mới nổi ASEAN”, Phát triển và Hội nhập, 
số 17(27), tr. 31-35.
Phylaktis, K., Ravazzolo, F. (2005), Stock prices and exchange rate dynamics,Journal of 
International Money and Finance 24, 1031-1053.
Sustainable Economic Development and Business Management in the context of Globalization, 
SEDBM 2019, Ha Noi, Vietnam