intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới rủi ro sụp đổ giá trên thị trường chứng khoán Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:11

Thêm vào BST
Báo xấu
4
lượt xem 3
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Nghiên cứu này đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới rủi ro sụt giảm giá cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cụ thể, nghiên cứu đánh giá tác động của chỉ số bất ổn chính sách kinh tế thế giới GEPU (Global Economic Policy Uncertainty) tới rủi ro sụp đổ giá của 214 cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ 2013 tới 2022.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới rủi ro sụp đổ giá trên thị trường chứng khoán Việt Nam

  1. TÁC ĐỘNG CỦA BẤT ỔN CHÍNH SÁCH KINH TẾ THẾ GIỚI TỚI RỦI RO SỤP ĐỔ GIÁ TRÊN THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM Lê Hải Trung Học viện Ngân hàng Email: trunglh@hvnh.edu.vn Nguyễn Thanh Tùng Học viện Ngân hàng Email: tungnt@hvnh.edu.vn Mã bài: JED-1681 Ngày nhận: 22/03/2024 Ngày nhận bản sửa: 29/05/2024 Ngày duyệt đăng: 18/06/2024 DOI: 10.33301/JED.VI.1681 Tóm tắt: Nghiên cứu này đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới rủi ro sụt giảm giá cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Cụ thể, nghiên cứu đánh giá tác động của chỉ số bất ổn chính sách kinh tế thế giới GEPU (Global Economic Policy Uncertainty) tới rủi ro sụp đổ giá của 214 cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam từ 2013 tới 2022. Kết quả hồi quy dữ liệu bảng cho thấy tác động cùng chiều của mức độ bất ổn chính sách kinh tế đối với rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. Đồng thời tác động này cũng mạnh hơn ở các cổ phiếu có quy mô giao dịch lớn, thể hiện mức độ bất đồng ý kiến lớn hơn trong đánh giá cổ phiếu của các nhà đầu tư. Bên cạnh đó, khi so sánh tác động của hai quốc gia là đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam là Mỹ và Trung Quốc, kết quả cho thấy rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu chủ yếu chịu tác động lớn hơn từ bất ổn chính sách kinh tế tại Mỹ. Các kết quả này thể hiện đặc điểm của thị trường chứng khoán Việt Nam với tỷ lệ nhà đầu tư cá nhân cao, dẫn đến phản ứng mạnh mẽ hơn với các cú sốc của thế giới do hiệu ứng tâm lý của nhà đầu tư cá nhân. Từ khóa: Bất ổn chính sách kinh tế, rủi ro sụp đổ giá, thị trường chứng khoán. Mã JEL: G12, G14, G18. Impacts of global economic uncertainty on the stock crash risks in Vietnamese stock markets Abstract: This study examines the impact of global economic policy uncertainty on the stock crash risks in Vietnam. Specifically, we investigate the impact of the Global Economic Policy Uncertainty (GEPU) index on the crash risks of 224 stocks listed on the Vietnam Stock Exchange from 2013 to 2022. We find that firms face higher stock crash risks when the level of global economic policy uncertainty increases. This effect is more prominent for firms with greater disagreement among investors, confirming the investor’s heterogeneous belief mechanism. Moreover, the study reveals that these impacts are more pronounced by the economic policy uncertainty in the U.S. than in China. These results demonstrate the characteristics of the Vietnamese stock market with a high proportion of individual investors, leading to stronger reactions to global shocks due to the psychological effect of individual investors. Keywords: Economic policy uncertainty, crash risk, stock market. JEL Codes: G12, G14, G18. Số đặc biệt, tháng 12/2024 33
  2. 1. Giới thiệu Kinh tế thế giới những năm qua với nhiều biến động như đại dịch Covid-19, chiến tranh thương mại hay căng thẳng địa, chính trị đã gây ra nhiều bất ổn trong chính sách kinh tế của các quốc gia (Baker & cộng sự, 2016). Những sự thay đổi nhanh chóng của chính sách kinh tế có thể tác động trực tiếp tới thị trường chứng khoán do sự thay đổi về phần bù rủi ro của các nhà đầu tư (Pástor & Veronesi, 2013) cũng như gián tiếp thông thay đổi trong hành vi và hiệu quả kinh doanh của doanh nghiệp (Bloom, 2009; Jens, 2017). Do vậy, bất ổn chính sách kinh tế có thể khiến thị trường chứng khoán có xu hướng biến động mạnh hơn (Brogaard & Detzel, 2015). Nghiên cứu này đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu thể hiện rủi ro giá cổ phiếu sụp đổ mạnh trong một khoảng thời gian nhất định, tác động tiêu cực tới các nhà đầu tư và tiềm ẩn nguy cơ ảnh hướng tới nền kinh tế khi xảy ra trên diện rộng (Wen & cộng sự, 2019). Bất ổn chính sách kinh tế có thể tác động tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu thông qua cả hai cơ chế: (i) các nhà quản lý có xu hướng che giấu các tin xấu khi tính không chắc chắn về mặt chính sách gia tăng (Luo & Zhang, 2020) dẫn tới giá cổ phiếu sụp đổ mạnh khi các tin xấu cuối cùng phải công khai (Jin & cộng sự, 2019) và (ii) các nhà đầu tư trên thị trường có xu hướng bất đồng và đánh giá khác nhau nhiều hơn về kì vọng giá cổ phiếu khi sự không chắc chắn về chính sách kinh tế gia tăng (Hong & Stein, 2003) đẩy giá cổ phiếu vượt giá trị phù hợp, gây nên sự sụp đổ giá cổ phiếu khi giá điều chỉnh về mức cân bằng (Habib & cộng sự, 2018). Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới, thể hiện qua chỉ số phản ánh sự bất ổn chính sách kinh tế toàn cầu (GEPU - Global Economic Policy Uncertainty) được xây dựng bởi Baker & cộng sự (2016) tới rủi ro sụp đổ giá của 224 cổ phiếu niêm yết trên thị trường chứng khoán Việt Nam trong giai đoạn từ 2013 tới 2022. Các nghiên cứu trước đây đã bước đầu đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới đến Việt Nam như mức độ tăng trưởng kinh tế (Lam & cộng sự, 2024; Trung & cộng sự, 2021) hoặc mức độ nắm giữ tiền của các doanh nghiệp (Lý, 2020). Bên cạnh đó, một số nghiên cứu đã đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới thị trường chứng khoán Việt Nam nhưng kết quả chưa thống nhất. Lê & cộng sự (2018) chỉ ra rằng thị trường chứng khoán Việt Nam phản ứng nhanh và tức thời đối với biến động chính sách kinh tế thế giới, trong khi Nguyễn & Ngô (2019) lại cho thấy rằng những thay đổi chính sách kinh tế thế giới có tác động ngược chiều lên giá cổ phiếu ở 6 quốc gia mới nổi trong khu vực Châu Á (Hồng Kông, Hàn Quốc, Malaysia, Indonesia, Philippines và Thái Lan) nhưng không có tác động khi xét tới Việt Nam. Trong bối cảnh thị trường chứng khoán Việt nam vẫn đang ở giai đoạn đầu của quá trình phát triển với độ minh bạch thông tin thấp, tỷ lệ nhà đầu tư cá nhân cao, có xu hướng đầu tư theo đám đông khiến thị trường thường biến động mạnh (Hoài, 2023; Vo & Phan, 2017). Với độ mở về kinh tế ngày càng lớn, thị trường chứng khoán Việt Nam ngày càng trở nên nhạy cảm với các biến động từ kinh tế thế giới. Do vậy, việc nghiên cứu tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu có ý nghĩa quan trọng đối với Việt Nam nhằm bảo vệ nhà đầu tư, đảm bảo sự phát triển lành mạnh của thị trường chứng khoán. Tuy nhiên, theo hiểu biết của nhóm tác giả, đây là nghiên cứu đầu tiên đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. 2. Tổng quan nghiên cứu 2.1. Lý thuyết về rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu Rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu (stock price crash risk) được định nghĩa là rủi ro tỷ suất sinh lời của giá cổ phiếu sụp đổ mạnh, thể hiện qua mức độ lệch trái (negative skewness) của phân phối xác suất đối với tỷ suất sinh lời của cổ phiếu (Chang & cộng sự, 2017). Rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu có thể được lý giải thông qua lý thuyết về người đại diện (Agency Theory). Theo đó, người quản lý có xu hướng che giấu các thông tin tiêu cực trong thời gian dài nhằm mục đích duy trì vị trí quản lý (Ball, 2009) hoặc để tăng giá trị của các quyền lợi về cổ tức (Kim & cộng sự, 2011). Khi các thông tin tiêu cực vượt qua khỏi kiểm soát và công khai tới thị trường cùng thời điểm, cổ phiếu đối diện với rủi ro sụp đổ mạnh do sự đánh giá lại của thị trường. Ủng hộ lý thuyết này, Hutton & cộng sự (2009) chỉ ra rằng mức độ thiếu minh bạch trong báo cáo tài chính là gia tăng rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu với các doanh nghiệp tại Mỹ. Tương tự, việc quản trị lợi nhuận có chủ đích làm tăng rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu, đặc biệt là trong các giai đoạn khủng hoảng (Loureiro & Silva, 2022). Số đặc biệt, tháng 12/2024 34
  3. Rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu cũng có thể được lý giải thông qua lý thuyết về hành vi của nhà đầu tư (Investor Behavior Theory). Hong & Stein (2003) cho rằng rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu xuất phát từ hành vi đầu tư khác nhau giữa các nhà đầu tư trên thị trường. Bên cạnh đó, Cao & cộng sự (2002) chỉ ra rằng các nhà đầu tư có lợi thế thông tin thường chủ động giao dịch khi giá cổ phiếu có xu hướng tăng và rời bỏ thị trường sớm. Điều này khiến cho khi xảy ra sự điều chỉnh của giá cổ phiếu, các nhà đầu tư ít có lợi thế thông tin dễ phản ứng tiêu cực khi các thông tin bất lợi xuất hiện. Ủng hộ lý thuyết này, Callen & Fang (2015) chỉ ra rằng mức độ tham gia của các nhà đầu tư tổ chức có thể giúp giảm rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu, trong khi đó mức độ thông tin khác nhau từ các nhà phân tích chuyên nghiệp (Xu & cộng sự, 2017) có thể khiến gia tăng rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. 2.2. Lý thuyết về bất ổn chính sách kinh tế Bất ổn chính sách kinh tế được hiểu là những thay đổi không lường trước được của các chính sách kinh tế, ảnh hưởng đến hệ thống kinh tế nói chung và việc ra quyết định của các chủ thể trong nền kinh tế nói riêng. Trong các giai đoạn mà mức độ bất ổn của chính sách kinh tế gia tăng, dân cư có xu hướng thu hẹp tiêu dùng và trì hoãn các hành vi đầu tư do sự sụt giảm của thu nhập dân cư cũng như khả năng sinh lời của các doanh nghiệp, từ đó gây ảnh hưởng tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế (Pastor & Veronesi, 2012; Pástor & Veronesi, 2013). Bên cạnh đó, các doanh nghiệp có xu hướng áp dụng các chính sách kinh doanh thận trọng trong giai đoạn bất ổn chính sách kinh tế gia tăng bởi chi phí vay vốn gia tăng (Jens, 2017; Pastor & Veronesi, 2012), dẫn tới suy giảm nhu cầu tuyển dụng và đầu tư (Bloom, 2014; Gulen & Ion, 2016) và hạn chế các hoạt động mở rộng kinh doanh (Çolak & cộng sự, 2017; Colak & cộng sự, 2021). Bất ổn chính sách kinh tế có tác động tiêu cực tới mức độ đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp (Bhattarai & cộng sự, 2020), làm gia tăng mức độ thất nghiệp, tiềm ẩn tác động dài hạn tới triển vọng tăng trưởng kinh tế trong dài hạn (Caggiano & cộng sự, 2020). Bất ổn chính sách kinh tế còn có tác động lan truyền giữa các quốc gia bởi sự gia tăng của mức độ kết nối và toàn cầu hóa nền kinh tế (Georgiadis & Mehl, 2016). Bất ổn chính sách kinh tế tại các quốc gia lớn có thể gây ra bất ổn chính sách kinh tế tại các quốc gia đang phát triển do sự gia tăng trong thương mại quốc tế (Balli & cộng sự, 2017), đặc biệt là các quốc gia đang phát triển bởi sự thay đổi các dòng vốn luân chuyển giữa các quốc gia (An & cộng sự, 2022). Cuối cùng, bất ổn chính sách kinh tế có thể gây ra những biến động đối với thị trường tài chính và tài sản thế giới, từ đó lan truyền rủi ro tới các nền kinh tế (Balli & cộng sự, 2017; Mei & cộng sự, 2019). 2.3. Tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Sự không chắc chắn về chính sách kinh tế vĩ mô có thể gây thiệt hại cho nhà đầu tư, dẫn đến nghi ngại trong việc thực hiện các quyết định đầu tư lâu dài (Jacob & cộng sự, 2022), cũng như gia tăng mức độ biến động của thị trường do những sự đánh giá khác nhau giữa các nhà đầu tư (Liu & Zhang, 2015). Trong giai đoạn bất ổn chính sách kinh tế gia tăng, rủi ro gia tăng đối với hoạt động kinh doanh tạo động cơ cho nhà quản lý trong việc che giấu dòng tiền (Nagar & cộng sự, 2019). Điều này dẫn tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu khi các thông tin tiêu cực cuối cùng được công khai (Luo & Zhang, 2020). Bên cạnh đó, mức độ không chắc chắn về chính sách gia tăng sẽ khuếch đại yếu tố thiên lệch hành vi và tạo ra sự định giá sai về giá chứng khoán trên thị trường (Chen & cộng sự, 2017). Điều này sẽ trở lên trầm trọng hơn ở các thị trường mới nổi như Việt Nam khi các quy định bán khống bị hạn chế, dẫn đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu tăng lên khi giá điều chỉnh về mức phù hợp. Giả thuyết 1: Rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu cao hơn khi mức độ bất ổn chính sách kinh tế gia tăng Để đánh giá chi tiết hơn, nhóm tác giả tiếp tục kiểm định giả thuyết rằng tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá là khác nhau với các cổ phiếu có tần suất giao dịch khác nhau. Điều này bởi lẽ mức độ khác nhau trong đánh giá cổ phiếu của các nhà đầu tư là một nguyên nhân gây nên sự sụp đổ giá của cổ phiếu (Habib & cộng sự, 2018). Tác động này có thể lớn hơn trong bối cảnh bất ổn chính sách kinh tế gia tăng làm niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc chắn (Jin & cộng sự, 2019). Giả thuyết 2: Tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu phụ thuộc vào mức độ khác nhau trong đánh giá cổ phiếu của nhà đầu tư Số đặc biệt, tháng 12/2024 35
  4. sách kinh tếtếtế gia tăng làm niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc sách kinh tếgia tăng làm niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc sách kinh gia tăng làm niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc sách kinh gia tăng làm niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc chắn (Jin & cộng sự,sự, 2019). chắn (Jin && cộng 2019). chắn (Jin cộng chắnkinh &tế giasự, 2019). niềm tin và đánh giá của các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc sách(Jin tế cộng sự, làm kinh gia tăng 2019). tăng làm sách sách kinh tế gia tăng niềmniềm tin và đánhcủa các nhà đầu tư trên thị trường trở nên không chắc chắc tin và đánh giá giá sáchthuyếttế gia tăngcủa làm ổn ổn chính sách kinh tớitớinhànhà sụp đổ giá cổ phiếu trở trở nên vào chắc kinh Tác động làmbấtbất tin và sách kinhcủacủarủirủi đầuđầu trên cổ phiếu phụ thuộc không mức cáccác Giả thuyết && Táccộng sự,của ổnchính đánh giá tếtếtế rủiro ro đổ giá thị phiếu phụ thuộcvào mức Giảchắn 2: Tác sự, của niềm tư tư trên thị trường nên trường phụ thuộc không Giả thuyết2:cộng sự, 2019). bất ổn chính sách kinh tế tới rủi rosụp đổ giá cổ phiếu phụ thuộc vào mức chắn thuyết 2:2:& động2019). (Jin Tác động 2019). chắn (Jin(Jincộngđộng của bất chính sách kinh tới Giả (Jin & cộng sự, 2019). ro sụp đổ giá cổ sụp vào mức độ chắn nhau trong đánh giágiá cổ phiếu của nhà đầu tư độkhác nhau2:trongđộng của cổphiếuchínhnhà đầu tư tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu phụ thuộc vào mức độ khác nhau trong đánh cổ phiếucủa nhà đầu tư độ khác nhauTác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu phụ thuộc vào mức khác 2: trong đánh giá bấtphiếu của sách đầu tư đánh giá cổ ổn của nhà kinh Giả thuyết Tác Giả thuyết GiảGiả thuyếtTácTác độngtruyền của ổn sách kinh tế tế tới rủi sụpsụp giá giá cổ phiếu phụ thuộc vào mức 2: của bất ổn chính sách kinh ro đổ đổ cổ Bênkhác kháctáctác động lan giá giáổnbấtcủaổnnhànhàsáchtới tếtếtế thế giới tới Việtphiếu phụ không vào mức Bên thuyết 2: độngđánh cổ của chính của sáchkinh rủi ro cạnh trong động của bất cổ phiếu chính Nam thểthuộc giống độ cạnh nhaunhau trong truyềncổcủa bất củachínhsách tưkinh tếthế giới tới Việt Nam có có thể không giống Bên cạnhđó,đó, trong lan đánh của bất ổnchính đầuđầu kinh thế giới tới Việt Nam cóthể khônggiống Bên khác đó, tácđộng đánhtruyềnphiếu bất nhà đầu tưtư tư thế giới tới Việt Nam có thể không giống độ khác nhau động lan giá cạnh nhau trong lan truyền phiếu củachínhđầu kinh độ đó, tác đánh giá cổ phiếu ổn nhà sách độcạnhthuộc vào quốc giagia khởi tạo. Sửổn chính sáchổn ổn chính sách kinhViệt haihai có thể không giống nhau, tùytùy thuộc động langia khởitạo. Sử dụng chỉchỉ số bất chính thế giới tớitếcủa Namđối tácthương Bên tùy đó, tácvào quốc giakhởi tạo. Sử dụng chỉsố bất ổn chínhsách kinh tếtếtế của đốiđối tác thương nhau, tùy thuộc vào quốc truyền của bất dụng nhau, thuộc vào quốc khởi tạo. Sử dụng số bất kinh tế sách kinh của hai đốitác thương Bênlớncạnh đó, đó, tác động lan truyềnbấtTrung chỉsách kinhcộng giới(2021) chỉchỉ rahai thể thể khôngcủa nhau, Bên cạnh đó, tác động lan truyền của bất ổn chính số kinhổn tế thế giới tới Việt Nam có khôngthương nhất tác Việt truyền của ổn chínhchính sách chính sách kinh Nam có thể không giống bất mại tùylớn cạnhcủađộngNam làlàlà Mỹ vàbấtdụngQuốc, Trungtếcộngsựsách Việtchỉra rằng, thể táctácgiống mại lan ổn sách thế tới tới của tác nhau,mạiBênnhất vào quốc gia làMỹ củacủa ổn chính sách kinh& tế thế (2021) Việt rằng, tác động giống mại lớnnhấtđó, tácViệt Nam khởi tạo.Trung Quốc, Trung &kinhthế sự (2021) chỉ raNam có khôngthương Bên cạnh của Việt Namtruyềnvà Sử bấtQuốc, số bất ổn tếcộng sựgiới Việttế ra rằng,tác động của giống mại lớntùy thuộc vào quốc gia Mỹ tạo.Trungdụng chỉ số bất& chính giới (2021) tế củacó đối tác động nhất củađộng Nam khởi và Trung Quốc, số bất ổn chínhsựsáchkinh Namhai đối tác thương thuộc của Việt lan Mỹ và Sử dụngchỉ Trung & cộng sáchtớikinh của rằng, động của Trung ổn chính hai đối tác thương của nhau,nhau, tùy sách quốc quốc Mỹkhởităng Sử dụng Việt Nam là là lớn hơn so của hai nhau, chính thuộc bất tùy thuộc kinh tế của khởi tạo. Sử Trung kinh số gia khởi bấtnhau,chínhsáchvàokinh củagia giatớităngtạo. trưởngchỉ chỉ bất bất chínhlớn hơn rằng,vớicủa hai của tácTrên chỉ kinh tế bấtổn ổntùy sách vàovào củaMỹ tớitới Sử dụngkinhsố Việt Namchính sách kinh tếTrung Quốc.bất thương chính sáchViệt Mỹ là vàtăng trưởng & tế Việtcộng là lớn ra sovới raTrung tác động ổn ổn lớn mạiổnchính thuộckinh tếtếtế củaTrungtạo.Trung Quốc, tếtếtế Việt (2021)lớn hơnso chỉcủa rằng,Quốc. Trên chính bất ổnlớn Việt Nam làquốc vàMỹMỹ và trưởng kinh Trung sựNam sự sáchhơnchỉ vớiTrung tác Quốc. của Quốc, Quốc, Trung && Nam (2021) so ratáchai Quốc.thương nhất của nhất củakinhNam làMỹ tới tăng trưởng kinh cộng ổn cộng sựchỉ kinh tếvớirằng, đối độngTrên là (2021) Trung đối Trên động tác cơ mạimạinhất nhất giả kiểm định giảgiảTrungvềtác động khác & cộng của(2021)chính sáchkinh tếtếtế Mỹ vàcủa của Việt Nam định cơ lớn nhóm của giả Việt Nam là Mỹ và về tácQuốc,khác nhaucộngbất ổn chỉ ra ra kinh tếMỹ và Mỹ cơsở sở tế lớn tác của tăng trưởng kinhTrung Quốc, Trung nhausosựbấtổn chính chỉ rằng,kinhtác động Trung Trung & sự (2021) rằng, của sách mạibấtđó, nhóm tác giả Namđịnh tớithuyếttăngvề tác độnglớnnhau của vớibất ổnhơn vớisáchTrungđộngđó,Trên cơ sởđó, chính sáchtới kiểm địnhMỹ vàthuyết tác động tếkhác nhau lớn hơn chínhsách Trên Quốc. và kinhlớn nhóm tác ViệtkiểmtếMỹ giả thuyết về trưởng tế Việt Nam củabất ổn chínhTrung tác Mỹ và đó, nhóm tác giả kiểm là nhất bất sởổn Quốc Mỹrủi sụp tế củacủagiảtăngtế Việt Nam kinhViệt Nam là lớnlớnsoso so với kinhcơ Quốc. nhóm bất Quốc tớitới kinh kinh đổ giá Mỹthuyếttrưởng động khác hơn Nam làTrung với sách Quốc.sở Trên ổn đó, của rủisách tế đổ giáMỹ cổ phiếu tại Việt Nam. tế Việt là sách kinh chínhchính ro ro sụp tới tới trưởng kinh là tăng Việt Nam. kinh của ổn tới rủi ro sụpcủa giácổ phiếu tạitrưởngNam. tế Việt Nam là lớn hơn so với Trung Quốc. Trên hơn Quốc. Trung Mỹ của Trên Trung ổn chính sách kinh tếđổ giá cổtới tăngtại Việt Nam. Trung Trung đó, nhóm tác giả kiểm định phiếu tại Việt kinh khác nhau của bất ổn chính sách kinh tế Mỹ và bất Trung Quốc của Mỹ phiếu tác cơ sởsở Quốc tớigiả giả sụp về tác cổgiả giả thuyết tác tác bất ổn chínhcủacủa bất chính sách TrungMỹ và tới rủi giả kiểm nhóm tác thuyết đổ định giả thuyếtnhauđộngđộng khác nhaubất ổn chínhchính kinh tếtếQuốc và cơ sở sởđịnh rủi ro kiểmkiểm động thuyết về tác động khác nhau của kinh ổn Mỹ và đó, định giả thuyết về tác của khác cơ cơ đó, đó, nhómổn chính sáchđịnh của MỹMỹ vàđộng Quốc nhau mức độổnđộng khácsách kinhMỹMỹ nhóm ổn chính sách kinh tế tế của về về Trung Quốc có độ táctác động khác nhau tới rủi tác tác giả giả kiểm khác sáchbất tế sách kinh tế và ro Giả thuyết 3: tới Bất rorủiViệtsách kinh tế của tại ViệtTrung Quốccó mức độ tác động khácnhau tới rủi Giả thuyết 3:Bất rủi ro ro đổ giá cổ phiếu Việt Trung Trung Quốc phiếu chính đổ đổ cổ cổ phiếu và Nam. sụp đổthuyếtQuốc tới tại sụpsụp giá giá phiếu tại Việt Trung Quốc có mức độ tác động khác nhau tới rủi Giả thuyết cổ3: rủiổn chínhđổ Nam.kinh của Mỹtại Nam.Nam. GiảTrung Bất ổn sụp Trung Quốc3: Bất rủi ro sụpsách cổ phiếu tại Mỹ vàViệt giá tới giá kinh tế và Nam. có mức nhau tới rủi ro ro sụp Quốccổcổ phiếu Trung giá tới roGiả đổ đổ giá Bất ổn chính sách kinh tế của Mỹ và Trung Quốc có mức độ tác động khác nhau tới rủi ro sụpthuyết cổ phiếuchính sách kinh tế của Mỹ và Trung Quốc có có mức độ tác động khác nhaurủi rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu sụp đổ giá Bấtphiếu Giả thuyết 3: 3:ổn chính Giả thuyết 3:3: BấtBất chínhsáchsách kinh tế của Mỹ Trung Quốc mức độ tác độngđộng khác nhautới rủi và Trung Quốc có mức độ tác khác nhau tới tới GiảGiả thuyết phương chính kinh tế của thuyết và ổn ổn sách kinh 3.3. Dữliệu vàđổphương phápnghiên cứutế của Mỹ và Trung Quốc có mức độ tác động khác nhau tới rủi ổn 3.Dữsụpsụpphiếuphiếupháp nghiên cứu roro giá cổ vàphương phiếu nghiên cứu 3. Dữ liệugiágiá phiếu pháp nghiên cứu sụp đổ và phương sụpliệugiá cổ cổ pháp đổ sụp đổDữ liệu giá cổ phiếu ro ro đổ cổ 3.1.Dữ liệulườngphương đổ đổ nghiênphiếu và mức độ bất ổn chính sách kinh tế 3. 3. Dữlường phương sụp giágiá nghiên cứumức độ bất ổn chính sách kinh tế 3.3.1.3.liệu liệurủiro sụpphápnghiênphiếu và mức độ bất ổn chính sách kinh 3.1.ĐoĐo và rủirủi ro phápphápcổ phiếuvà mức độ bất ổn chính sách kinh tếtế DữĐo liệu và phương đổ giácổ cổ cứu lường và ro sụp đổ giá cổphiếu 3.1. DữDữ vàrủi ro sụppháp nghiên cứuvà 3. Đo lườngphương pháp nghiên cứu liệu phương cứu ĐểĐểĐolườnglườngro sụpđổđổgiácổphiếu,phiếu mứcsửbất ổn ổnchỉchínhthườngtếtế tếsử sử dụng trong các 3.1.đo3.1.lường rủiro rủi sụpđổgiácổcổphiếu tácgiảvàsửdụng haihai chínhthường kinh tếsửdụng trong các Để đolường rủirủi roro sụpsụpgiá cổ phiếu, tác mức độdụngổnchỉchỉsách sách được sử dụng trong các 3.1.Đolường rủiro ro sụpđổgiágiáphiếu, tác vàgiả sửđộ bấthai chỉtiêusách kinhđược 3.1.đolườngrủirủisụp đổ đổ cổ giáphiếu mức mức độ bất ổn tiêu sách kinh Đo Đo rủi sụpro giá đổ cổ phiếu giảsử dụng hai chínhtiêu thường được dụng trong các lường Để đo lường rủi sụp đổ sụp cổ tác giảđộ dụng chínhtiêu thường được lường ro ro đổ giá cổ phiếu, và mức độ bấtổn kinh nghiên Đo cứu thực nghiệm (ví giá cổ phiếuChen, 2024;bất &chính sự,sự,kinhWen & cộng sự,sự, 2019; nghiên thực nghiệm (ví dụ,Chen & Chen, 2024; Habib & cộng sách2018; tếWen cộng sự, 2019; 3.1. và nghiêncứu thực nghiệm (ví dụ,dụ, Chen Chen, 2024; Habib &cộng sự,2018; Wen && cộng 2019; nghiênlườngthực nghiệmđổ giá cổ phiếu,& tác giả sử dụng hai& cộngthường được đượcdụngdụng các cứu (ví dụ, Chen & Chen, giả dụng hai hai chỉ tiêu 2018;được & cộng sự, 2019; Habib cộng cứu rủi rorosụp đổ giá Chen & táctác 2024; Habib chỉ tiêu sự, 2018; Wensử dụng trong trong các Yang Đểcộnglườngro sụp làsụp số số độcổ phiếu, tácsử---NegativeSkewnes Coefficient) và và sửdụngbiêncáccác ĐểĐể & & cộng rủi rủi sụpchỉchỉ độ chệch (NSKEWsửNegative hai chỉ tiêu Coefficient) chỉchỉ số trong Để đođo đo rủi2024)sụp là giá giá phiếu, (NSKEW sử dụng chỉ tiêu thường Yang lườngsự,2024)là đổ giá độ phiếu, tác giả giả - dụng Skewnes Coefficient) sử sử số trong độ Để đo lường rủi 2024) cổ phiếu, giả sử Yang đo cộngsự,sự, nghiệmđổ đổ độ chệch (NSKEW dụng hai& Skewnes 2018;được và chỉsố biên 2019; ro ro chỉ số cổ Yang&cứu thực nghiệmlà chỉdụ, ChenchệchChen, 2024; Negative tiêu thường Wen && dụng trongđộ chỉ thường được thường sử các biênđộ độ nghiên cộngsự, thựcDown-to-up dụ,&&& & Chen, Habib & cộng cộngCoefficient)& cộng sốsự, sự, 2019; cứucứu - nghiệm số Volatility). 2024; Habib & cộng sự, 2018; Wen và cộngsự,2019; nghiên& thực thực2024) Down-to-up chệch (NSKEW 2024; Habib cộng sự, sự, 2018; Wenchỉ cộng2019; Yang (ví (ví ChenChen, 2024; Negative Skewnes 2018; Wen cộng sự, (ví Chen Volatility). dụ, Chen, Habib nghiên động cứu thực nghiệm dụ, dụ, Chen & Chen, 2024; Habib & cộng sự, 2018; Wen & cộng sự, 2019; biến cứu (DUVOL -- Down-to-up Volatility). sự, biên biến động (DUVOL -(ví (ví nghiên nghiệm biến động (DUVOL nghiên biến động (DUVOL Down-to-up Volatility). Chen & & YangYangcộng sự, sự,số độ chỉ số độ chệch (NSKEW - Negative Skewnes Coefficient) và chỉ sốđộ biến độ Yang & & cộngchỉ 2024)chệch (NSKEW - (NSKEW - NegativeCoefficient) và chỉ chỉ số biên độ & cộng sự, 2024) là là độsố độ chệch Negative Skewnes Skewnes Coefficient) và 2024) sự, 2024) chỉ sốsố chệch (NSKEW - - Negative Skewnes Coefficient) và biên biên độ & cộng sự,& cộng là 2024) làlà chỉ chỉ độ chệch (NSKEW Negative Skewnes Coefficient) vàsố chỉ chỉ biên độ động CụYangđộngmỗicổ cổ - Down-to-up năm, Volatility). lờilời cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô số số biên Cụthể, động mỗi(DUVOL trongmỗi Volatility).suất sinh cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô biếnthể, với(DUVOLphiếu - trong mỗiVolatility).sinh lời cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô Cụ thể,vớiđộng cổphiếu Down-to-upnăm,tỷ suất sinh lời cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô Cụ độngvới mỗi phiếutrong mỗi năm, suất sinh biến mỗi cổ phiếu Down-to-up tỷ suất biến với (DUVOL - Down-to-up năm, tỷtỷ thể, trong mỗi Volatility). hình𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖� �như��sau:𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2� ���𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1� ���𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑚𝑚𝑚� �4,𝑖𝑖 𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1� ���𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2� �𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 �1� hình𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑅𝑅 �hồi𝑖𝑖 quy�1,𝑖𝑖𝑅𝑅𝑅𝑅sau:𝑖𝑖𝑖�2 � 2,𝑖𝑖2,𝑖𝑖𝑚𝑚𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 � 3,𝑖𝑖3,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 �� 4,𝑖𝑖4,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 � 5,𝑖𝑖5,𝑖𝑖𝑚𝑚𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 𝜀𝜀𝜀𝜀 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 hình������ sau: 𝑅𝑅 𝑚𝑚 � � 2,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 � � 3,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑚𝑚𝑚 𝑚𝑚𝑚 � 4,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 � � 5,𝑖𝑖 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 � 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝜀𝜀 hồi quy 𝑖𝑖�𝑖𝑖 sau: 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 � 2,𝑖𝑖 (DUVOL hồi quy như sau: hình hồi-quy như sau: Volatility). biến Down-to-up - (DUVOL 𝑅𝑅hồi quy𝑖𝑖 như �1,𝑖𝑖𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 � � 1,𝑖𝑖 𝑖𝑖𝑖�1 � 3,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑚𝑚𝑚 � �� 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 � 5,𝑖𝑖 𝑖𝑖𝑖�2 � �1� �1��1� hình hình hồi quy như sau: Cụ thể, với mỗi cổsau: phiếu trong năm, năm,suất sinh lời lời biệtbiệttheo tuần đượcđịnh định thôngmô mô hình thể, quy mỗi cổ phiếu trong mỗi năm, tỷ sinh lời cácá theo tuần được xác định thông qua mô hồi với như Cụ Cụvới với mỗi cổ trong mỗi mỗi tỷ suất suất sinh biệt theo tuần được xácxác thông qua qua thể, thể,mỗi cổphiếu trong mỗi năm, tỷ tỷ sinh lời cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô cá hình 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 hồi quy như 1,𝑖𝑖 CụCụ thể, với mỗi cổphiếu trong phiếu suất năm, tỷ suất sinh lời cá biệt theo tuần được xác định thông qua mô trong đó Ri,τ𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 �tỷ� suất𝑚𝑚1,𝑖𝑖lờilời� � 𝑅𝑅�tuần 𝑚𝑚thuộc�năm 𝑚𝑚𝑚 của� 𝑅𝑅phiếui,i, i,�5,𝑖𝑖 m,τm,τ𝑖𝑖𝑖�2𝑚𝑚�suất� lờituần -τ-τ trong𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 �� tỷ � � sinh𝑖𝑖𝑖�2 trong�tuần-τ-τ-τ � � 𝑅𝑅 năm t𝑚𝑚của phiếu 𝑚𝑚�và � m,τ𝑚𝑚5,𝑖𝑖 tỷ suất sinh lời�1� -τ 𝑅𝑅 i,τR� � � sinh 𝑅𝑅 trong 𝑚𝑚2,𝑖𝑖 𝑅𝑅 �� năm 𝑚𝑚𝑚 𝑅𝑅 � � 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 i, � R 𝑅𝑅 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 � 𝜀𝜀 sinh tuần đó i,τi,τ tỷ suất 𝑅𝑅 𝑚𝑚 lời trong 𝑅𝑅 𝑚𝑚 -τ thuộc 𝑚𝑚 t �� cổ phiếu � � m,τ𝑅𝑅 tỷ suất 𝜀𝜀 trong 𝑅𝑅 thuộc 𝑅𝑅 cổ 𝑅𝑅 trong đó𝑅𝑅RRi,τlàlàlà𝑖𝑖 suất�𝑅𝑅sinh𝑖𝑖𝑖�2𝑖𝑖𝑖�22,𝑖𝑖2,𝑖𝑖tuần𝑖𝑖𝑖�1𝑖𝑖𝑖�13,𝑖𝑖3,𝑖𝑖�3,𝑖𝑖tcủa𝑚𝑚𝑚cổ cổ4,𝑖𝑖 𝑖𝑖𝑖�1𝑖𝑖𝑖�1R�Rlàlàlà suất𝜀𝜀sinh 𝜀𝜀 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖�1� tuần -τ trong 𝑅𝑅đó𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 𝑅𝑅� 𝑖𝑖��tỷ 𝑖𝑖1,𝑖𝑖1,𝑖𝑖�sinh 𝑚𝑚�� �tuần𝑖𝑖𝑖�1thuộc� năm𝑚𝑚 t của4,𝑖𝑖4,𝑖𝑖� phiếuvà và5,𝑖𝑖�làtỷ tỷ𝑖𝑖𝑖�2𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 lờilời �1� là � � 𝑅𝑅 lời � � 𝑅𝑅 � � 𝑅𝑅 𝑚𝑚 𝑅𝑅 và R 𝑅𝑅 � sinh �1� như hình hồi quy như sau: 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 𝑖𝑖 suất 1,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 2,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 3,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑚𝑚𝑚 4,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�1 5,𝑖𝑖 𝑚𝑚 𝑖𝑖𝑖�2 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 tuần m,τ năm t tVN-Index. Tỷ suấtsuất sinh lời biệt của�� của�1 �𝜀𝜀̂𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖,i�, tuần năm năm t xác xác là:là: năm củacủa VN-Index. Tỷ suất sinh cá𝑊𝑊cá�của�1 � 𝜀𝜀̂𝜀𝜀̂i 𝜀𝜀̂,𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 năm VN-Index. Tỷ suất sinh lời cá 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖củacổcổ phiếu� tuần tuần τ, tđược xác định là: sinh lời cá 𝑊𝑊 biệtbiệt��cổ phiếu i � tuần τ, năm t được xác định là: năm t củacủa tVN-Index. Tỷ suất sinh lời cálời𝑊𝑊𝑊𝑊𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖� ����phiếuphiếu�i , τ, τ,nămt tđượcđượcđịnh định là: biệt ��cổ�1 cổ 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 tuần τ, �1� i � năm t tcủa VN-Index. TỷTỷ suất sinh lời cá biệt của cổ phiếu ,tuần τ,τ,τ, nămđượcxác định là: là: năm t của VN-Index. Tỷsuất sinh lời cá biệt của cổ phiếu i i, , tuần τ,năm t tđược xác định là: năm đócủa VN-Index. sinh lời trong cá biệt của cổ phiếu i cổ tuần năm R R là tỷ suất là: lời tuần năm t suất sinh lời cá i, t được xác định trong trong i,τ i,τlàtỷtỷsuấtsuất lời sinh lời tuần -τ thuộc năm của củaphiếuphiếuti,đượcRxáclàtỷ sinh lời tuần -τ-τ -τ -τ trong đóđó VN-Index. Tỷ suất trongtrong biệt thuộc năm t củacủacổ phiếuvà m,τm,τ là tỷ định suất sinh lời tuần trongcủa R làlàtỷsuất sinh sinh trong tuần -τ của cổ phiếut tuần năm i, và m,τ làsuất sinh R đó tỷ suất tuần thuộc năm của cổ phiếu i, Rm,τ tuần -τ thuộc năm t cổ i, và trong đó Ri,τ Ri,τ làsuất sinh lời lời tuần -τ -τ thuộc năm t cổ phiếu i, và và là tỷ suất sinh lời lời tuần tỷ sinh tỷsuất sinh tuần -τ 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 của phiếu 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 , là trong t 𝑊𝑊𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑊𝑊𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 �� �1 � 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 �𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 � 𝑊𝑊 �� �� �1 � 𝜀𝜀̂ � 𝜀𝜀̂ 𝑊𝑊𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 � �� � �� �1 𝜀𝜀̂ � �1 � 𝜀𝜀̂ � năm t của VN-Index. Tỷ biệt năm được xác định với 𝜀𝜀̂�𝑖�𝜀𝜀̂�𝑖� phần dư dưcủamô hìnhhồihồi quy (1). 𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 với 𝜀𝜀̂𝜀𝜀̂ làlàlà phầndưcủamômô hình hồi quy (1). với �𝑖� là phần dưcủa môhình hồiquy (1). �𝑖� Chỉ số𝜀𝜀̂�𝑖� 𝜀𝜀̂�𝑖�phầni,tcủacủacủaphiếunămtquyquyxácxácđịnh là: với 𝜀𝜀̂số NCSKEWi,t của cổphiếu hồinămđược (1). định là: với của hình quy (1). phần dư của môhình hồi quy (1). phần Chỉ số𝜀𝜀̂ NCSKEW i,t i,t của cổhìnhi hình quyđược xác định với Chỉ �𝑖��𝑖� là phần dư của mô mô i ihồi tđược xác định là: Chỉ sốvới NCSKEWcủacổcổphiếu inăm hồiđược xácđịnh là: là: với sốlàlà là phần dưmô phiếu năm t t được Chỉ NCSKEWdư của cổ phiếu hồi (1). phần i,t dưcủa mô hình i quy (1). hình (1). ChỉChỉ NCSKEWi,t của cổ phiếu i năm�𝑖��� �� xác là:�∑������𝑖���� (2) 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁�𝑖�t được xác định Chỉ NCSKEWi,t i,t của cổ cổ phiếu i năm t� xác������là: �������𝑖� cổ phiếu 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁được ������ ��� �∑ ������ 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁�𝑖� � xác định ������∑�� là: ��� �� Chỉ sốsố NCSKEWcủai,t của phiếu năm t đượcđượcđịnh định∑là:����𝑖� �𝑖� (2)(2) �� � 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁t �𝑖� ������������∑� � ������� ��� (2) ��� ��� ������ ��� ��� �𝑖� với ��� � �����������∑ � �� � � ��� �����������∑ ��� ��� i i năm �����������∑�������𝑖��𝑖� � �����������∑������𝑖���� �� ��������� ∑ ��𝑖� � �� số số NCSKEW 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁 � � 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁 �� � ������������� ���𝑖����� �𝑖� (2) (2) 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁 � ���������������∑� ∑��� � � � ��������� �𝑖� diện cho 𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁𝑁�𝑖� của phiếu theo từng ��𝑖� trong suốt khoảng thời gian Trong đó đói,τi,τ đạidiện cho lợilợisuấtđặc trưng�của�����������∑theotừng� tuần trong suốt khoảng thời gian t t và Trong đó Wi,τđại diện cho lợi suất đặc trưng�𝑖� �cổ cổ phiếu�theo��từng�tuần trong khoảng thời thời gian ∑� ��𝑖� (2) ��� ��� � Trong Wi,τ đại diện cho lợisuất đặc�𝑖��𝑖� của cổcổ phiếu ����𝑖� �𝑖������ (2) ��� �𝑖� trưng cổ �����������∑� � � tuần Trong đó W Wi,τ đạidiệncho lợisuất đặc trưng của�����������∑theo từng�tuần���trongsuốt suốt khoảng gian t tt suất đặc trưng của phiếu theo từng��� trong suốt khoảng thời gian �����������∑� ���𝑖� ������ ��� tuần vàsốntuần số tuần trong nămGiáNCSKEW càng càng lớn cho ���rủirủi ro sụp giá giá cổ phiếu càng cao. Trong đó phiếu n làvàvàlàlàlà đótuần trongnămchochotrị trị đặcđặc trưngcổlớncổthấy thấyro rosụpđổđổ giácổ phiếu khoảngcao. t t t và n n số tuần i,τ trongt. chot.lợi Giá NCSKEW của lớn phiếuthấytừng sụp trong suốtphiếu càng cao.gian n là sốtrong năm nămt.t.t. trị NCSKEW càng lớn cho thấy rủiro sụpđổ đổ cổcổ phiếucàng cao. tuầntrongdiện Giá Giásuất NCSKEW lớn cho thấy từng sụp trong cổ suốt càng gian càng cho giá TrongsốWWđại i,τ đại diện trị suất NCSKEW càng cổ chotheo theo rotuầnđổ giásuốt khoảng thời Trong đó đó W diện Trong i,τ đại năm Giá lợi đặc trưng củacủa phiếu rủi từng tuần trong khoảng thờicao. gian lợi trị suất trưng phiếu theo rủi tuần phiếu càng thời Trong đó Wi,τ đại được cho lợinhư sau trưng của cổ phiếu theo từng tuần trong suốt khoảng thời gian t diện xác định như sau suất đặc Chỉ n sốsốnDUVOLtrongxácxác địnhtrị sausau càng càng lớnthấy rủi rorủisụpsụp giá giá phiếu càng cao. ChỉsốvàDUVOLtrongtrong định t.như NCSKEW càng lớn chocho thấy ro rođổ giá cổ phiếu càng càng cao. Chỉ DUVOLi,ti,tđượcnăm t.định trị như NCSKEW lớn cho thấy rủi sụp đổ đổ cổ cổ phiếu cao. vàsố là số tuầni,tđược năm định như sau và là số là số tuần xác Giá tuần xác t. Giá NCSKEW n DUVOLi,t được năm Giá trị Chỉ số DUVOLi,t được xác định𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷�𝑖� �𝑖� �� �� �� ���∑ ������𝑖� (3) Chỉ sốsố DUVOLđượcđượcđịnh địnhsau sau �� ���������∑down������𝑖����𝑖(3)(3) ChỉChỉ số DUVOLi,t xác xác như𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷� � ��������∑down �� � Chỉ sốlà số tuần trong năm t. Giá trị NCSKEW càng lớn cho thấy rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu càng cao. Chỉ n DUVOLi,t được ���∑down �𝑖 �𝑖� � ��� � ���∑down �� �� 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷 �𝑖� � như sau�𝑖� � �� �����∑ down �� (3) � i,t 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷 và ���𝑖�� ���∑�����𝑖��𝑖� DUVOLi,t i,t được xác định như sau ��� � �� � ���∑�� �� � như 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷 �𝑖� � �� suất downdown� (3) Trong down Wi,τ (upWi,τ làlàlànhữngtuần�𝑖� có �������suất���∑�� �hơn (cao hơn) mức trung bình, ulàu là số những tuần�� �� lợi���∑suất�𝑖�hơn (3) (3)hơn)mức mức bình, u nlàsố 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷 tuần �� lợi �� �� �� �hơnhơn � ����� ���∑down�𝑖� � �� � 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷mức �� ���∑ �� �� hơn�𝑖� � ���∑down ���� �� �𝑖� � �� ���∑ 𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷𝐷có � mức suất thấp ��𝑖 (3) hơn) mức trung bình, n � �� � �𝑖� �𝑖 Trong đó,đó, downi,τi,τ (upWi,τi,τ)i,τlànhững tuần�𝑖��𝑖�có mức��lợi �thấp�thấp�𝑖�(caohơn) mức trung bình, nnuulàsố nu là số Trong đó,down W Wi,τ (up W) )lànhững tuầncó mức lợilợi���∑thấp�𝑖��� �(cao (cao hơn) trung trung bình,số Trong đó, Trong đó, down Wi,τ (up Wi,τ ) những có mức ��� ���∑�� ���𝑖� suất thấp (cao tuần màmàcổ downdown Wgiá, n)i,τlàsốsố tuầnmàmà cóphiếu giảmgiágiá hơn nămt thơn)so mức giágiátrịbìnhunlàquân trong tuần màmà cổ phiếu tăng giá,dd làsố số tuần cổ cổ phiếu giảm trong năm hơn soso với trị trị bình tuần màđó,phiếutăng giá, Wlà)dlà những mà cổphiếu giảm giáthấp hơn năm hơn so với trung bình, quân số tuần cổ cổphiếu WW(up ndd dlà là tuần mà có phiếulợi suất trong năm hơnmức giá trịbình quân tuần phiếu tăng giá,n n sốtuần mà cổ phiếugiảm giá trong năm hơn với giá trị bình quân trong t hơn Trong đó, đó, tăng giá, Wi,τn lànhững tuầncổ DUVOLsuất giátrong (cao ttsụp giágiátrungtrung bình,là là tuần Trong cổ phiếu tăng(up NCSKEW, tuần mức mức thấp giảm (cao hơn) với bình, n uquân bình số trong năm.down Wi,τnhư(up ) i,τ là giá tuầnDUVOLlợi suất lớn thì hơnsụp đổhơn) cổtrung bình, ncao. Tương như i,τ mức lợi trongTrong TươngNCSKEW,Wlà)nhữnggiá DUVOL lớn lợilớnthìthấpro đổ (cao đổmức phiếu càng cao.nusố trong năm. Tương tự i,τnhưNCSKEW, những trịcó mứccàng lớnthấprủirủi(cao hơn)giá cổcổ phiếu càngu cao. số Trong đó, Tươngi,τ như NCSKEW, giátrị tuần có càng lớn thì rủi rosụp đổ giácổ phiếu càng cao. năm. down tựtự(up Wi,τ giá trị DUVOL càng càng suấtro hơn ro sụp đổ phiếu càngcàng là trị DUVOL càngrủi thì rủi ro giá cổ mức trong năm. phiếu tăng giá,NCSKEW, giá trịcổ phiếu giảm giá trong năm t hơn soso với giá trịcao.quân tự giá, dnlàlà số tuần mà cổ phiếu giảm giá trong năm t hơn với giá trị bình quân phiếu bình năm. tuần mà mànhưphiếu tăngngiá, nd là số mà mà cổ phiếu giảm giásụp năm t hơn so với giá trị bình quân Tương tự cổ tuần mà cổ phiếu tăng tuần cổ d số tuần tuần thì trong t Trongtrong cổ cứuTươngnhư NCSKEW,sử trịtrị chỉsố số càng càng sáchthìnămtếtếtếđổ socổ–phiếutrị càng cao. Trongnăm. phiếunày, nhómntác giảsử giá giácổ phiếu giảm giá trong kinh tế(EPU với giá càngPolicy tuần mà nghiên này, tựNCSKEW,tuần mà DUVOL ổn chính sách kinh hơn giá Economic cao. cứu tăng giá, d là số trong nghiên Tương này,nhómtácgiảgiảgiá dụngtrị sốbấtbất ổn chính rủikinh sụpsụptế ––Economic Policy cao. Trongnăm. năm.cứu tựnhóm táctác giả dụng DUVOL ổn chínhthìsáchrorủi rođổ (EPUgiáEconomiccàng trongnghiên cứunày,nhưnhóm tácgiả sử dụngchỉ chỉ số càng lớn thì sách (EPU –cổ phiếu TrongnghiênTương tự như NCSKEW,sử dụngchỉ bất bất chínhlớn rủikinhkinhgiá (EPU – phiếuPolicy Policy sửgiá DUVOL càng lớn thì rủi ro dụng số bất ổn ổn sách sụp nghiên cứu tự nhóm NCSKEW, trị chỉ DUVOL lớn chính ro sụp (EPU cổ phiếu càng cao. Tương này, như đổ bình quân Policy cổ Economic Trong năm. trong đổ giá Economic tích Uncertainty) của thếthế giới, cũng như riêng biệt cho Mỹ và Trung Quốc, dựa trên phương pháp phân tích Uncertainty) của thếgiới, cũng như riêng biệt cho Mỹ và Trung Quốc, dựa trên phương pháp phân tích Uncertainty) của giới, cũng như riêng biệt cho Mỹ và Trung Quốc, dựa trên phương pháp phân tích Uncertainty) của(Baker này,cũng sự,2016).giả1dụngchoBakerổnTrungQuốc,sách xây dựng–chỉEconomic Policy ngôn Trong nghiên của thế& &nhóm tác 2016). sử cho sốMỹ& & chính sựsáchdựa tếtế phươngsố định lượngPolicy Uncertainty) cứu này, nhóm tácnhư riêng biệt chỉ số bất ổn chính Trong của thế giới,cộng giả sử1dụng chỉ bấtvà cộng Quốc, dựa trên phương pháp phânlượng cũng trên ngôn ngữnghiên (Baker cộng sự,sự, riêngCụCụdụngMỹ và cộng sựchính kinh kinh(EPU –sốtừ Economictích ngôn ngữ nghiêngiới, cộng như giả 1sử dụng Bakersố bất ổnsự (2016) xây tế tế (EPU phápđịnhPolicy cứu 1 biệt sách kinh (EPU Economic Policy ngônTrong của cứucứu này, nhóm tác sửCụthể, chỉ chỉ bấtTrungsự(2016) kinhdựng chỉ – số–từ định lượng phân ngôn ngữcủa của thếnày,cộng sự, 2016). 1 CụbiệtBaker và ổn chính(2016)xâytrên (EPU sốEconomiclượng ngữ của (Baker giới,nhóm tác giảriêng thể, cho Mỹ& cộng Quốc, dựa trên phươngtừtừ phân tích Trong nghiên (Baker & cũng như riêng biệt thể, Mỹ & Trung Quốc, dựa dựng chỉ pháp phân tích 2016). số (2016) thể, Baker và Trung sách xây dựng chỉ pháp Uncertainty) &củacủabáo chí vềcũngổnthể, sách biệt chovới sự các cụmQuốc,định.phương cụm địnhđược tần suất & cộng Uncertainty)tin của sự, 2016).1như chính sách & tế tế với (2016) xâynhất định. Cáctừ định lượng tích thế giới, cũng Cụ riêngcho cộng và Trung từ dựa trên phương từ nàyphân Uncertainty) báothế giới,bấtổn chính Baker kinh Mỹcác cụm từ nhấtdựng chỉ sốcụmtừ này được như sáchkinh Mỹ với Trung Quốc, dựađịnh.Các cụm pháp phân tích ngữtầnsuất đưa tin của thế giới, vềbấtbất chính biệt cho tế với các cụm từ nhất định. phương từ này được của suất đưa của báo chí về như riêng tần (Bakertin cộng chí tầnUncertainty) của báochí về bất ổn chính sách kinh tế và các cụm từ nhất trên Các cụm từ này pháp được tần suấtngữ của (Baker & cũng2016).1 Cụ 1 thể, Baker & cộng sự (2016) xây dựng chỉ số từ định lượng suất đưa ngônthành tin củacác cộng cộng ổn kinh CụBaker & tổng cộng sự (2016)dựngCác sốnày từ định đưa 1 kinh ổn sự, 2016). Cụ thể, đưangôncủa báo nhóm (Bakercộng sự,sách, nhằmphảnthể,ánhcụmthểvề(2016) xâychính dựng chỉtếđịnhquốc giathành chiangữ nhóm các && chính 2016).1 Cụ phản ánh & chia thành củachí các bấtcụmchínhsách,2016).thể,vớiánhtổng cộng nhất bất ổnCác sách chỉ kinh quốc lượng tin ngôn ngữ(Bakercụm cộng sự, sách nhằm phảnánhBaker &từ vềbất ổn chínhdựng từ số sốtế lượng cộng sự chia thànhnhóm(Bakercụm& chính sự, nhằm tếphảncáctổngthểthể về định.chính cụm kinh từ được gia lượng ngôn ngữ nhóm về cụmchính sách, nhằm Bakertổng thể sự (2016) xâyxâysách kinh tế định chia của cácbáo chí về bấtsách, sách từ quốc gia chỉ chia thành của của báo chí chính ổn chính sách kinh tếtế với các về bất nhấtchính sách cụm từtừquốc được ổn tần các khía cạnh củacủa báo chíĐâybất chínhchỉ tiêu được sử vớinhiều để nhất dựng chỉchỉ số tếnày đượcđược tần tần đưa tincạnh khác nhau. về ổn ổnchỉ sách được sử dụng cụm bất ổn xây dựng Các cụmnàynày suất đưa tin khác về bất cũng chính sách kinh tế dụng nhiều xây định. Các cụm ổn từ gia cụm Các kinh suất suất đưa tin nhau. Đây cũng là là tiêu kinh với các các từtừ để định.định. số bấtbất ổn chính cụmnhất định. Cácgia bất ổnchính cạnh từ nhất quốc số trên này được trên các khíachính khác nhau.vềphản ánh chỉ tiêu được sử dụng nhiều đểkinh dựng chỉ số bất các khía nhóm cáccác đưacạnhcác báonhằmĐây cũng làtổngtiêukinhbấttổngcácvề bấttừ ổn chính sách cụm từổn chính trên suất khíatin của trên trên thành nhóm sách, chíchính cũng là chỉ phản ánh sử thể cụmbất xây tế sách kinh tếtế chính tần cụm cạnh khác Đây ổn chính sách được với chính sách bất nhằm thể về tế ổn chia các khíanhómnhiều nhau. trênsách,giới như Trung tổngdụng(Davis để xây dựng 2019), kinh quốc gia gia chia thànhcủa nhiều chỉ kinh của các cụm chínhtrên nhằm nhưánh tổng thể về & bất ổn sự,sách kinh quốc gia cụm sách kinhĐâycủanhiều cụmtiêu giasách,sách, nhằm TrungQuốc (Davis & ổn chínhchínhsách Nhậtquốc gianhiều sách thành nhóm cáccác chínhtrên sửnhằm phản phản xây tổng về số bất chính 2019),Nhật (Arbatli sách chia tếtếtếcũng là chỉquốc được thếthế giới phảnTrung Quốc thể bấtcộngổnsự,2019), kinhkinhtế quốc chiakinhthành nhóm quốccụm chínhthếdụng như Trungánh dựng chỉ về & cộng chính sách tế(Arbatli kinh tế của nhiều quốcgia trên thế giới nhiều để Quốc thể gia sách, giới như ánh Quốc (Davis & cộngsự, 2019), Nhật (Arbatli sáchcác khía cạnh khác nhau. Đây cũng là tiêu được sử (Davis đểổn dựng chỉ sốsố ổn(Arbatli khác trên cáccác cạnh cạnh quốc nhau. cũng cũngchỉ chỉđượcđược dụng nhiều để xâysự, dựng chỉ bất bất chính nhau. khía nhiều khác gia Đây là chỉlà tiêutiêu sử dụngdụng nhiều để xây chỉ Nhật ổn ổn chính số tế EPU của trên trên 2017), khác nhau. Đây nhiều cộngcộng dựng xây && cộng khía cạnhĐức (Grimme& Stöckli, 2018) hay Brazil 2019), Nhật (Arbatli2019).Chỉ sốổn2017),cộng 2019). sốChỉ chính & cộng sự,sự, khía Đức (GrimmeĐây& Stöckli, 2018) đượcBrazil (Ferreirađểcộng dựng 2019). bấtsốsốchính cộng sự, thế giới khác (Grimme cũng là 2018) hay Brazilsử & gia trên 2017), nhiều(Grimme & Stöckli, chỉnhư cộngBrazil (Ferreira& cộng sự, sự,& cộngChỉ EPU cộng sự, tế2017), Đức nhau. trên Stöckli, như Trung Quốc (Ferreira && xâysự, 2019), Nhật (Arbatli 2017), Đứcquốc gia & thế(Davis tiêuhay sự, (Ferreira && cộng sự, 2019), Chỉ số EPU hay bất quốc trên các kinhcủacủanhưquốc giaQuốcthế thế2018)như Trungdụng nhiều& cộng sự, sự, 2019), sự,(Arbatli Đức sách kinh sách sách tế của nhiều kinh tế Trung gia trên giới & Trung sử Quốc (Davis & cộng 2019). Nhật EPU nhiều quốc trên giới giới Quốc (Davis (Davis sự, chỉ Nhật (Arbatli sách kinh tế của nhiều quốc gia trên thế giới như Trung Quốc (Davis & cộng sự, 2019), Nhật (Arbatli && cộng sự, sự, 2017), Đức (GrimmeStöckli, 2018) hayhay Brazil (Ferreiracộng sự, 2019). ChỉChỉ EPU cộng cộng 2017), Đứchay Brazil& & Stöckli, 2018)Brazil (Ferreira && & cộng thế giới (GEPU) & sự, 2017), Đức (Grimme Stöckli, 2018) hay Brazil (Ferreira & cộng với (Grimme & Stöckli, 2018)(Grimme && Stöckli, & cộng sự,Brazil (Ferreira EPU đốisự, sự, 2019).sốsố EPU trong & cộng sự, 2017), Đức (Grimme (Ferreira 2018)4 2019). Chỉ số cộng sự, 2019). Chỉ số số EPU EPU 4 44 hay 2019). Chỉ nghiên cứu này được xác định thông qua giá trị bình quân gia quyền của 16 quốc gia có tầm ảnh hưởng lớn trên thế giới của (Davis, 2016). 44 4 4   3.2. Mô hình nghiên cứu Nghiên cứu đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu tại Việt Nam thông quacứu đánh giá tác động củatự như Chen & Chen (2024)rủi rosau: đổ giá cổ phiếu tại Việt Nam Nghiên mô hình hồi quy tương bất ổn chính sách kinh tế tới như sụp 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶��� � � � ������ � �������� � �� � �� � � ���� thông qua mô hình hồi quy tương tự như Chen & Chen (2024) như sau: (4) Trong đó, CrashRiski, t là rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu i trong năm t, được xác định thông qua chỉ số SốNCSKEWi,t hoặc DUVOLi,t. EPUt là giá trị logarith của chỉ số GEPU để đánh giá tác động của bất ổn đặc biệt, tháng 12/2024 36 chính sách kinh tế thế giới. Xi,t là các biến kiểm soát thể hiện đặc trưng của cổ phiếu i năm t, có thể tác động đế rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. Tương tự như các nghiên cứu trước đây, tác giả sử dụng (1) biến trễ của NCSKEWi,t hoặc DUVOLi,t để kiểm soát có vấn đề tự tương quan hoặc nội sinh tiềm tàng trong mô
  5.         Nghiên cứucứu đánh giá tác động của bất chính sách kinh tế tới tới rủisụpsụp giá giá phiếu tại Việt Nam Nghiên đánh giá tác động của bất ổn ổn chính sách kinh tế rủi ro ro đổ đổ cổ cổ phiếu tại Việt Nam Nghiên cứu đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi � � � � đổ giá cổ phiếu tại Việt Nam 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶��� � � ������ ��������������� ������� � ��� (4) (4) 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 � � � � ����� � � �� Nghiênthông qua giá tác động của bất ổn chính sách kinhChen (2024)sụp đổ giá cổ phiếu tại Việt Nam cứu đánh tế tới rủi ro như sau: thông qua mô mô hình hồi quy tươngnhư Chen & Chen (2024) như sau: hình hồi quy tương tự tự như Chen & 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶 quy tương tự như Chen & Chen � �� như ��� thông qua mô hình hồi��� ���� � ������ � ������������� �(2024)� ������sau:(4) � �� thông qua mô hình hồi quy tương tự như Chen & Chen (2024) như sau: ro sụp 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶 giá cổ trị logarith� �������� �GEPU�đểđịnh giá tác động số Trong đó, CrashRiski, t là rủi ro i,t. EPU���là giá � ������của chỉ số GEPUxác � � ����thông qua chỉcủa bất ổn chính � � phiếu i trong t, được� � đánh � NCSKEWi,t hoặc DUVOLi,t. EPU là giá trị logarith chỉ chỉ số � Trong đó, Trong đó, đó, CrashRiski, trủi rủi sụpsụp đổđổ giá cổ phiếu i năm t, năm t, được định thông thôngsố số chỉ số Trong CrashRiski, t là là ro ro đổ giá giá phiếu i trong trong được xácxác xác định qua chỉ là rủi ro sụp cổ cổ phiếu i trong năm t, được định thông qua chỉ qua NCSKEWi,t hoặc DUVOL sụp tđổ tgiá trị logarith củacủanăm GEPU đểđể đánh giá(4) động của bất ổn là số đánh giá táctác của bất ổn động NCSKEWi,t hoặc DUVOLi,tthế giới.là i,t là trị logarith củasoát số GEPU để trưng của tác phiếu của bất ổn thể tác . EPUt Xgiá các biến kiểm chỉ thể hiện đặc đánh giá cổ động i năm t, có chính sáchthếtế thế giới. lài,tcáccác biến đổ giá cổthể hiện trongtrưng của cổ phiếu định thông thể thể tác động kinh tế X i, tX là biến kiểm soát thể hiện đặc trưng t, được phiếunăm t, có có tác số sách Trongtếtế thếgiới. Xi,t làlà rủi ro sụp kiểm soát hiện đặc đặc năm cổ phiếu xác i t, năm t, tác chỉ chính sách kinhCrashRisk kinh đó, giới. i,t các biến kiểm soát thể phiếu i trưng của của cổ i năm i có thể qua chính sách kinh rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. Tương tự như các nghiên cứu trước đây, tác giả sử dụng (1) biến trễ động rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. Tương tự trị các đế đế rủiđếrosụp đổ giá cổ DUVOL EPUt tự như như các nghiên chỉ số đây,đây,để đánhgiả dụngbiếnbiến trễmô độngNCSKEWi,t hoặc DUVOLi,t. Tương tự nhưlogarith của cứu trước đây, tác sử tác động (1) bất ổn ro sụp đổ giá cổ phiếu. để là giá các nghiên cứu trước quan hoặc sử sinh tiềm (1) của nghiên cứu GEPU tác giả giá (1) tàng động đế rủi NCSKEWi,t hoặc phiếu. Tươngkiểm soát có vấn đề tự tương trướctác giảnội dụngsử dụng trễ biến trễ của củacủa chính sách kinh DUVOLi,t để kiểm soát có vấn soát tương quan trưng của cổ tiềm i năm t,trong NCSKEWi,t hoặc tế thế giới. Xi,t là các biến kiểmđề tự thể hiện đặchoặc nội sinh phiếutàng trong mô tác i,t có thể của NCSKEWi,t hoặc mô doanh để kiểm(TA),có vấn đềđề tự tương hoáhoặc nộinội sinh tiềm tàng trong mô tài hình; (2) (2) quy ro sụp đổ giá cổ phiếu. Tương tự nhưcủa vốn quan hoặcnghiệp,lệ sinh lời lời trên tổng hình; (2) động đế mô doanh nghiệp kiểm soátlà logarithm vốn hoá doanh trước đây, tác giả sử trên tổng tài để (TA), là có vấn tự tương quan doanh sinh tỷ tàng trong (1) hình; quy rủi DUVOLi,t nghiệp soát logarithm của các nghiên cứu nghiệp, tỷtiềmlệ sinh dụngmô biến trễ hình; (2)mô(ROA), nghiệp (TA), tài logarithm của vốngiáhoásổ sáchnghiệp,giálệ sinh lời trên tổng tài lệsản (ROA), quysản doanh lệ đònđòn bẩy chính (LEV), tỷ lệ giá vấntrịdoanh nghiệp, tỷ lệ sinh sinhtrên tổngtỷtrong mô quy mô doanh nghiệp (TA), là logarithm của vốn doanh so tỷ sản (ROA), tỷ tỷ lệ hoặc DUVOLi,t để kiểm soát có trị sổ sáchtương quanthị thịnội lời (BM) tàngtài sinh của NCSKEWi,t bẩy tài là chính (LEV), tỷ lệ hoáđề tự so vớivới hoặc trường tiềm tỷ lệ sinh giá trường (BM) và và sản tỷ lệ đòn bẩyđòncác doanh nghiệp lệ giá trị giásáchlệ sách so với giá thị khứ cao(BM) và tỷ hưởng (RET) do các (ROA), tỷ lệ do chính (LEV),(LEV), tỷ lệ sổ trị sổso vớilời trongtrường (BM)có thể lệ sinhsinh đến rủi bẩy tài chính tỷ có quy mô và tỷ sinh giá thị quá trường và tỷ ảnh lệ lời lời lời (RET) các doanh nghiệp có quy mô là logarithm của trong quá khứ cao có thể ảnh hưởng trên tổng tài hình; (2) tài (RET) do quy mô doanh nghiệp (TA), và tỷ lệ sinh lời vốn hoá doanh nghiệp, tỷ lệ sinh lời đến rủi lời (RET) đảocác doanh nghiệp có (Hutton & cộng sinh2009; Kim & khứ cao có thể ảnh hưởng đến rủi ro do(ROA), cổ cổmô và quy mô và tỷ lệ 2009; Kim sổ sách so sự, giá thị (3) giá rủi vòng quay sinh lời trong quá cộng doanh nghiệpgiá giálệ đòn bẩy tài chính sự, sự, sự, lệ giá trị& cộng sự, với 2011); trường (BM) quay chiều sản chiều quy phiếu ro đảo chiều cótỷ phiếu (Hutton & cộng trong quá (LEV), tỷ thể2011); (3) giávòng ro và tỷ cổ cổ ro đảo chiều giá cổ phiếu (Huttontỷ lệ sinh lời2009; Kimlệkhứ cao có2011); (3) trên trị đếnphiếu lưu hành trừ giá cổ & cộng định bằng tỷ & cộng sự, giaoảnh hưởng cổ quay đảo trị trị vòng lệ phiếu điều do(DTURN) được xácxác bằng tỷ lệ lệ sinh lời giao dịch khứ giá số phiếu phiếu (Huttonchỉnh (DTURN) đượccó & cộng và tỷ khối lượngtrong vòngtrên caocổ phiếu lưuhưởng trừ(DTURN) khối lượng dịch số có lời (RET) & cộng sự, 2009; Kim quy mô sự, 2011); (3) giá trị quá quay cổ thể ảnh hành đến rủi điều chỉnh các doanh nghiệp định cổ phiếu giá trị (DTURN) được xác định bằng tỷ lệ khối lượng độ khác nhau số cổ phiếu lưu hành trừ đi đảo chiều giá cổ năm (Hutton & cộng sự, mức Kim & cộng sự, 2011); (3) giá điều chỉnh phiếu điều chỉnhbình quân trong năm gần nhất để kiểm soát mức giao dịch trên trong đánh giá cổ phiếu của nhà đi giá trị bình quân trong phiếugần nhất để kiểm soát 2009;độ khác nhau trong đánh giá cổ phiếu của nhà cổ ro trị vòng quay đi giá trị bình quân tỷ lệ biến độngnhất để kiểmsinh lời cổđộ khácphiếu trong đánhtrừmức phiếu của nhà của cổ năm đượctư; tư;địnhlệchỉnhnăm gần của suấtxác định bằng tỷphiếu (SIGMA) thểdịchgiáđisốbiến độnglưu hành trừ đầuđầu (4)điều bằng tỷ lệ khối tỷ tỷ suất dịch trên số (SIGMA) lưu hành mức độ độ trị bình của cổtrong phiếu (4) biến (DTURN)lượng giao lời cổ phiếu cổ lượng giao hiện xác tỷ trong động của được sinhsoát mức lệ khốinhau thể hiện trên giá biến động cổ phiếu quân cổ đầugầnphiếu để kiểm động mứctỷ suất sinh lời Môphiếu (4)giá cổước lượng mức hiệu ứngđộng củavới φiđộng của tỷ tư; (4) tỷtrong năm (Xu & cộngkhác nhau cổ hình (SIGMA)phiếu nhất lệ biến soát của độ 2013). Môđể kiểm được ước lượng theonhà độ biến định lệ φi và τt τt thể hiện cổ phiếu trong năm (Xu & trong sự, sự, 2013). trong (4)soátđược độ kháccủatheo đầu tư; (4) tỷvới biếncủa nhà đi giá trị bình quân cộng năm gần nhất hình đánh mức hiệu ứng cố cố cổ phiếu và nhau trong đánh giá định 2013). Mô hình theo biến động kiểm phiếu trong năm (Xu và τt phiếu trong năm (Xuphiếu (SIGMA) thể hiện và(4) độthời gian đểcủa cổ hiệucho các tác động φi &sinh riêng 2013). & cộng sự, doanh nghiệp mức được ước lượng theosoát ứng cố định với nội cộng sự, suấtlàđầu tư; cố định theo doanh nghiệp suất sinhthời gian để kiểm soát cho các tác động nội sinh riêng cổ là hiệu ứng (4)cố định theo hiệu ứng sinh lời cổ tỷ lệ biến động của tỷ và theo lời cổ phiếu (SIGMA) thể hiện mức độ biến động của là hiệu biệt củađịnh theo doanh nghiệp và theo thời gian để kiểmảnh hưởng đến rủi ro sụp đổ giá riêng ứng cố mỗi cổ phiếu và sự thay soát cho các tác động nội sinh cổ phiếu. biệt hìnhmỗi cổ phiếu (Xusự thay đổi đổi theo Mô hình (4) thể hưởnglà hiệu ứng cốđổ giá theo doanhi nghiệp và phiếu trong năm và & cộng sự,theo thời cố gian có ảnh ước đến theo sụp định định với 2013). thời của (4) được ước lượng theo hiệu ứng gian có thể đượcvà τtlượngrủi ro hiệu ứng cốcổ phiếu. φ và τt biệtMô mỗi cổ phiếu và sự thay đổi theo thời gian có định với φi đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. của thể ảnh hưởng theo DữDữ liệuđể kiểm cứu cho các tác độngtheo sinh gian để kiểm soát cho các tác và sựnội sinh riêng thời là hiệu ứngnghiên theo doanh nghiệp và nội thời riêng biệt của mỗi cổ phiếu động thay đổi theo thời gian cố định 3.3.3.3. liệu nghiên cứusoát 3.3. Dữ liệu nghiên cứuphiếu và sự thay đổi theo thời gian có thể ảnh hưởng đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. biệt của mỗi cổ gianđánh giáảnh tác động của bất chính đổ giá cổ phiếu. rủi sụpsụp giá giá phiếu, nghiên cứucứu dụng Để Để đánh giá hưởng đến rủi ro sụp sách kinh tế tới tới ro ro đổ đổ cổ cổ phiếu, nghiên sử sử dụng có thể tác động của bất ổn ổn chính sách kinh tế rủi Để đánh 3.3. tác động nghiên cứuchính tài chính của tới rủi cácsụp đổ giá cổ phiếu, nghiên cứu sử dụng thôngDữ liệu của bất ổn cáo chính kinh tất cả các ro doanh nghiệp niêm yết trên HOSE 2013 tới tới giá sách tế tất cả thông tin tin giao dịch báobáo tài 3.3. Dữgiao dịch và và cáo liệu nghiên cứu của doanh nghiệp niêm yết trên HOSE từ từ 2013 thông tin giaoTương tựbáo cáo tài chínhcứu trước, tác giả loại nghiệp cổ phiếu của các doanh nghiệp tài chính 2022. dịch và như các nghiênổntrước, tác giả loạitế tới rủi ro niêmđổ giá cổdoanh nghiệp tài chínhdụng của tất cả các doanh bỏ (1) yết trên HOSE từ 2013 tới 2022. Tương tự như các nghiên cứu chính sách kinh bỏ (1) cổ phiếu của các phiếu, nghiên cứu sử Để đánh giá tác động của bất sụp 2022. Để đánh giá chứng khoán, bảo hiểm); (2) cổloạikinh tếdoanh nghiệp cáchủy hiêm phiếu, nghiên cứu sử dụng Tương hàng, tác động của bất ổn chính sách bỏ các cổ phiếu của bịđổ giá cổ yết trongchính thời (ngân tự như các nghiênbáohiểm); (2) cổ phiếutất cả các doanhro bị hủyniêm yết trên HOSE từ thời tới cứu trước, tác giả phiếu (1) tới rủi sụp doanh nghiệp tài khoảng (ngân hàng, chứng khoán, bảo cáo tài chính của các doanh nghiệp thông tin giao dịch và nghiệp hiêm yết trong khoảng 2013 (ngân hàng, nghiêndịch và bảo cổ phiếu với số tuầncác cả các nghiệp nghiệphiêm yết trong khoảng phiếu trong 2022. thông tin giao khoán, (3)các nghiênsố tuần có tất kết quảdoanh(1) hơnphiếu củaTổng số cổ nghiệptrong tới gian chứng cứu (3) báo cáo tài cứu của kết doanh giao dịchhủy 30 30 tuần.trên HOSE thờitài chính hiểm); (2) cổ phiếu bị ít niêm yết Tổng số cổ từ gian 2022. Tương tựvà cổ phiếu với chínhtrước,có quả giao dịch ít cổ hơn tuần. các doanh phiếu 2013 nghiên cứu và như tác giả loại bỏ gian nghiêntự như các nghiên cứu trước, tác giả loại giao quan ít hơn 30 tuần. Tổng số cổ phiếu trong (ngân hàng, Tương nghiên (3) cổgồm 214214 doanhcó (2) cổ phiếu các doanh nghiệp bị doanh nghiệp tài chính thời mẫu cứu cứucứu phiếu vớibảotuần nghiệp 19.270 dịch sát. và số kết quả bỏ (1) cổ mẫu (ngân hàng, baobao khoán,doanh nghiệp 19.270 quan sát.phiếu của các hủy hiêm yết trong khoảng nghiên chứng gồm hiểm); mẫu nghiên cứu bao gồm 214 doanh nghiệp 19.270 quan sát. chứng1 thể thểbảo hiểm); (2) mô cáccác cáctuần có trong mô mô dịch ítGiá bìnhtuần. Tổng NSKEW là nghiên cứu Bảng 1 hiện cứu vàkê kê tả tả với số doanh kếttronggiao hình. hơn 30bình quân của NSKEW trong gian nghiên (3) cổ phiếu quả hủy Bảng khoán, hiện thống mô cổ phiếu biến dụng nghiệp bịhình. hiêmtrị trịtrong khoảng thời gian -là - thống biến sử sử dụng Giá yết quân của số cổ phiếu Bảng 1 0,009 phiếu vớikêbao gồm 214 doanh dụng trong hơn quannày ở trị bình quân của trong mẫu 1,019 với bao thể hiện DUVOL là -0,096. kết quả giao dịch ít mô hình.sát. Tổng số cổ phiếu NSKEW lànghiên cứu mẫu và thống sốmô tả có Độ lệch chuẩn của hai chỉ sốtuần. mức tương đối cao, ở giá trị - nghiên cứu tuần các biến sử nghiệp 19.270 30 Giá và (3) và DUVOL là -0,096. Độ lệch chuẩn của hai chỉ số này ở mức tương đối cao, ở giá trị 1,019 với 0,009 cổ 0,009 và DUVOL là0,632 với DUVOL, chocủa hai chỉ độ khácởnhau đáng kể trong rủigiá sụp đổ giá cổ phiếu NSKEW thể nghiệp 19.270 cho sát. mức độ số này mức tương đối cao, ở quân1,019NSKEW -0,096. Độ lệch chuẩn trị với gồm Bảngdoanh hiện thống kê mô tả thấy biếnmứcdụng trong đáng kể trong trị bìnhro đổ của cổ phiếu là - NSKEW và 0,632 với DUVOL, quan cácthấy sử khác nhau mô hình. Giá rủi ro sụp 214 1 và giá NSKEW vàthị trường Việt Nam. cho thấy mức độ khácGEPUđáng kể trong rủi rođộ lệch chuẩn 0,356. Các cổ 0,632 với DUVOL, Giá trị bình quân của nhau là 5,258, trong khi sụp đổ giá cổ phiếu trên và DUVOL là Giá trị Độ lệch chuẩn của hai chỉ số này ở mức độ lệch chuẩn ở giá Các cổ trên thị trường Việt Nam. -0,096. bình quân của GEPU là 5,258, trong khi tương đối cao, 0,356.trị 1,019 với 0,009 trên thị phiếu1có tỷhiện thống bình quâncác0,103 sử dụng5,258,độnghình. độ lệch chuẩn 0,356. Cáctrị sổ sách -0,009 Bảng thể lệ sinh Giá kê bìnhtả trường Việt Nam. trị mô quân của GEPU là trong trong khi Giá trị bình quân lệ NSKEW là biến mô của cổ phiếu có tỷ lệ và 0,632lời DUVOL,là thấytỷ lệ biếnkhác nhaubình quântrong rủi ro sụp đổ giá sách NSKEW sinh lời bình quân là 0,103 vớivới tỷ độ biến bìnhđáng kể 0,054. Tỷ Tỷgiá giá sổ cổ phiếu với cho mức lệ động quân là là 0,054. lệ trị phiếu có tỷ thịsinh bình quân ở mức 0,103 với tỷhaibiến số này ở mức tương đối Tỷ lệở và trị sổ nợ trên tổng và DUVOLbình quân ở Độ lệch 1,909bìnhlệ sinhchỉ độngtổng tài sảnsản ở mứcđộ lệchgiátỷnợ1,019 với NSKEW lệ giá lời bình quân là chuẩnvới tỷ lệ sinh lời trên tổng tài là 0,054. cao, giá trị sách trên thị là -0,096. mức 1,909 trị tỷ quân của trên bình5,258, trong khi 6,5% tỷchuẩn 0,356. Các cổ của lệ lời GEPU là quân ở mức 6,5% và lệ lệ trên tổng trên thị giá trường Việt Nam. Giá với trên trênvà 0,632 vớimức 46,7%.cho thấy mức độ khác nhautổng tài sản ở mức 6,5% vàđổ lệ nợ trên tổng thị tài bình quân ở mức 1,909 với tỷ lệ sinh lời trên đáng giá tỷ giá cổ phiếu trên tài sảnsản ở DUVOL, lời bình quân là 0,103 với tỷ lệ biếnkể trong rủiquân là 0,054. Tỷ lệ giá trị sổ thị trường phiếu có tỷ lệ sinh ở mức 46,7%. động bình ro sụp sách tài sản ở mức 46,7%. Việt Nam. Giá trị bình quânmức 1,909 với tỷ lệ sinh lời trên tổnglệchsản ở mức 6,5% và tỷ lệ nợ trên tổng sinh trên thị giá bình quân ở của GEPU là 5,258, trong khi độ tài chuẩn 0,356. Các cổ phiếu có tỷ lệ lời bìnhsản ở mức 46,7%. tỷ lệ biến động bình quân là 0,054. Tỷ lệ giá trị sổ sách trên thị giá bình quân ở tài quân là 0,103 với Bảng 1: Thống kê mômô tả Bảng 1: Thống kê tả mức 1,909 với tỷ lệ sinh lời trên tổng tài sản ở mứcmô tả và tỷ lệ nợ trên tổng tài sản ở mức 46,7%. Bảng 1: Thống kê 6,5% GiáGiá bình quân Độ Độ lệch chuẩn Giá nhỏnhỏ nhất Trung vị vị GiáGiá lớn lớn nhất trị trị bình quân lệch chuẩn Giá trị trị nhất Trung trị trị nhất Giá trị bình quân Độ lệch chuẩn Bảng trị Thống kê mô tả Giá 1: nhỏ nhất Trung vị Giá trị lớn nhất NSKEW NSKEW -0,009 -0,009 1,019 1,019 -4,016 -4,016 -0,063 -0,063 7,038 7,038 NSKEW -0,009 trị bình quân Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá 1,019 -4,016 -0,063 Trung vị 7,038 trị lớn nhất Giá DUVOL DUVOL -0,096 -0,096 0,632 0,632 -2,826 -2,826 -0,107 -0,107 5,477 5,477 DUVOL NSKEW -0,096 -0,009 0,632 1,019 -2,826 -4,016 -0,107 -0,063 5,477 7,038 GEPUGEPU 5,258 5,258 0,356 0,356 4,689 4,689 5,268 5,268 5,788 5,788 GEPU DUVOL 5,258 -0,096 0,356 0,632 4,689 -2,826 5,268 -0,107 5,788 5,477 RET RET 0,103 0,103 0,482 0,482 -2,428 -2,428 0,108 0,108 2,386 2,386 RET GEPU 0,103 5,258 0,482 0,356 -2,428 4,689 0,108 5,268 2,386 5,788 BMBM 1,909 1,909 1,602 1,602 -2,140 -2,140 1,474 1,474 24,899 24,899 BM RET 1,909 0,103 1,602 0,482 -2,140 -2,428 1,474 0,108 24,899 2,386 DTURN DTURN 0,004 0,004 0,081 0,081 -0,622 -0,622 0,001 0,001 0,618 0,618 DTURN BM 0,004 1,909 0,081 1,602 -0,622 -2,140 0,001 1,474 0,618 24,899 SIGMA SIGMA 0,054 0,054 0,027 0,027 0,013 0,013 0,048 0,048 0,436 0,436 SIGMA DTURN 0,054 0,004 0,027 0,081 0,013 -0,622 0,048 0,001 0,436 0,618 ROA ROA 0,065 0,065 0,085 0,085 -0,996 -0,996 0,051 0,051 0,784 0,784 ROA SIGMA 0,065 0,054 0,085 0,027 -0,996 0,013 0,051 0,048 0,784 0,436 TA TA 21,279 21,279 1,340 1,340 18,548 18,548 21,143 21,143 27,082 27,082 TA ROA 21,279 0,065 1,340 0,085 18,548 -0,996 21,143 0,051 27,082 0,784 LEV LEV 0,467 0,467 0,208 0,208 0,003 0,003 0,478 0,478 1,294 1,294 LEV TA 0,467 0,208 1,340 0,003 18,548 0,478 21,143 1,294 27,082 Nguồn: Tính toán của21,279tác giả nhóm giả Nguồn: Tính toán của nhóm tác Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả LEV 0,467 0,208 0,003 0,478 1,294 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 5 5 Bảng 2 thể hiện ma trận tương quan giữa 5 biến sử dụng trong mô hình định lượng. Hai biến NSKEW các 5 và DUVOL có mức độ tương quan cao bởi cùng đo lường rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu. Hệ số tương tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình ở mức thấp, cho thấy mô hình không xuất hiện vấn đề tự tương quan. 4. Kết quả mô hình nghiên cứu Số đặc biệt, tháng 12/2024 37
  6.     quan giữa các biến giải thích trong mô hình ở mức thấp, cho thấy mô hình không xuất hiện vấn đề tự quan giữa các biến giải thích trong mô hình ở mức thấp, cho thấy mô hình không xuất hiện vấn đề tự tương quan. tương quan. Bảng 2: Ma trận tương quan Bảng 2: Ma trận tương quan NSKEW DUVOL EPU RET BM DTURN SIGMA ROA TA LEV NSKEW DUVOL EPU RET BM DTURN SIGMA ROA TA LEV NSKEW 1,000 NSKEW 1,000 DUVOL 0,904 1,000 DUVOL 0,904 1,000 EPU 0,076 0,047 1,000 EPU 0,076 0,047 1,000 RET -0,561 -0,527 -0,185 1,000 RET -0,561 -0,527 -0,185 1,000 BM 0,063 0,081 -0,319 -0,134 1,000 BM 0,063 0,081 -0,319 -0,134 1,000 DTURN -0,138 -0,124 0,027 0,378 -0,105 1,000 DTURN -0,138 -0,124 0,027 0,378 -0,105 1,000 SIGMA 0,246 0,241 0,091 -0,067 0,020 0,101 1,000 SIGMA 0,246 0,241 0,091 -0,067 0,020 0,101 1,000 ROA -0,099 -0,101 -0,034 0,185 -0,217 0,036 -0,266 1,000 ROA -0,099 -0,101 -0,034 0,185 -0,217 0,036 -0,266 1,000 TA 0,006 -0,012 0,145 -0,053 -0,149 0,051 -0,164 -0,100 1,000 TA 0,006 -0,012 0,145 -0,053 -0,149 0,051 -0,164 -0,100 1,000 LEV -0,007 0,007 -0,048 0,039 0,069 0,051 0,098 -0,421 0,341 1,000 LEV -0,007 0,007 -0,048 0,039 0,069 0,051 0,098 -0,421 0,341 1,000 Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả 4. Kết quả mô hình nghiên cứu 4.1.Kết quả mô hình nghiên cứu 4. Mô hình cơ sở 4.1. Mô hình cơ sở BảngMô hình cơkết quả hồi quy của mô hình (4) đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới 4.1. 3 thể hiện sở Bảng 3 thể hiện kết quả hồi quy của mô hình (4) đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế tớigiới ro 3rủi ro sụp kết giá cổ phiếu thị trường chứngđánh giá tác Nam. củaHai cột (1) và (2) thểhiệntếkết quả hồi rủi tớisụp đổ giáđổ quả hồitrên trên thị trường(4) khoán Việt động Haibất ổn chính sách kinh kết Bảng thể hiện cổ phiếu quy của mô hình chứng khoán Việt Nam. cột (1) và (2) thể hiện thế giới tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Hai cột (1) và (2) thể hiện kết quy mà không mà biến kiểmbiến kiểm soát, trong khi cột (3) và (4) thể hiện hồi quy hồi quy đầy số hồi quy của quả hồi quy có không có soát, trong khi cột (3) và (4) thể hiện kết quả kết quả đầy đủ. Hệ đủ. Hệ quả hồi quy mà không có biến kiểm soát, trong khi cột (3) và (4) thể hiện kết quả hồi quy đầy đủ. Hệ biến EPU quycủa biến EPUý làdương và cókênghĩa thống NSKEW và DUVOL ởvàDUVOL ởởcả bốn môthấy tác số hồi quy dương và có lànghĩa thống ý đối với cả kê đối với cả NSKEW vàcả bốn mô hình, cho số hồi là của biến EPU dương và có ý nghĩa thống kê đối với cả NSKEW DUVOL cả bốn mô hình, cho thấy tác động cùng chiều của mức độ bất ổn chính sách kinh tế đối với rủi ro sụp đổ giá cổ động cùng chiềugiả thuyết độTương tựcủa mức &kinh tế đối vớisáchro sụp& đối với rủi ro sụp đổro sụp thuyết hình, cho thấy tác động cùng chiều độ bất ổn chính rủi kinh tế phiếu, ủng hộ của mức 1. bất ổn chính sách Myers (2006) và Hutton đổ giá cổ (2009), ủng hộ giả như Jin cộng sự phiếu, rủi giá cổ phiếu, ủng hộ giả thuyết 1. Tương tự như Jin & Myers (2006) và Hutton & cộng sự (2009), rủi ro sụp 1. Tươngcổ phiếuJin & Myers (2006) độ giao dịch và ngược (2009), rủi ro sụp trị sổ sách phiếu cùng chiều với đổ giá tự như cùng chiều với mức và Hutton & cộng sự chiều với tỷ lệ giá đổ giá cổ trên thị giá. đổ giá cổ phiếu cùng chiều với mức độ giao dịch và ngược chiều với tỷ lệ giá trị sổ sách trên thị giá. mức độ giao dịch và ngược chiều với tỷ lệ giá trị sổ sách trên thị giá. Bảng 3: Tác động của GEPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu Bảng 3: Tác động của GEPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu Biến phụ thuộc NSKEW DUVOL Biến phụ thuộc NSKEW DUVOL NSKEW (1) DUVOL (2) NSKEW (3) DUVOL (4) (1) (2) (3) (4) NSKEW -0,139*** -0,097*** NSKEW -0,139*** (0,021) -0,097*** (0,026) DUVOL (0,021) -0,138*** (0,026) -0,092*** DUVOL -0,138 (0,021) *** -0,092*** (0,025) EPU 0,188*** (0,021) 0,064* * 0,288*** (0,025) 0,116** EPU 0,188*** (0,057) 0,064 (0,035) 0,288*** (0,075) 0,116** (0,047) RET (0,057) (0,035) (0,075) 0,048 (0,047) 0,019 RET 0,048 (0,059) 0,019 (0,036) BM (0,059) -0,189*** (0,036) -0,118*** BM -0,189*** (0,022) -0,118*** (0,014) SIGMA (0,022) 0,386 (0,014) -0,577 SIGMA 0,386 (0,982) -0,577 (0,611) ROA (0,982) 0,080 (0,611) -0,110 ROA 0,080 (0,361) -0,110 (0,225) TA (0,361) -0,018 (0,225) -0,007 TA -0,018 (0,034) -0,007 (0,021) LEV (0,034) -0,045 (0,021) -0,098 LEV -0,045 (0,195) -0,098 (0,121) DTURN (0,195) 0,680** (0,121) 0,407** DTURN 0,680** (0,273) 0,407** (0,170) (0,273) (0,170) Số quan sát 2.560 2.560 2.315 2.315 Số R2 2 quan sát 2.560 0,025 2.560 0,022 2.315 0,146 2.315 0,149 R thích: *p
  7. 4.2. Mô hình mở rộng 4.2. Mô hình mở rộng 4.2. Mô hình mở rộng 4.2. Mô hình mở rộng Các nghiên cứu trước đây đãđã chỉ ra rằng khối lượng giao dịch của cổ phiếu chịu ảnh hưởng bởi yếu tố Các nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng khối lượng giao dịch của cổ phiếu chịu ảnh hưởng bởi yếu tố Các nghiên cứu trước đây đãchỉ ra rằng khối lượng giao dịch của cổ phiếu chịu ảnh hưởng bởi yếu tố Các nghiên cứu đồng nhất đã chỉ rađầu tưkhối lượng giao dịch của2003). Do chịu ảnhđánh giábởi yếu tố niềm tin không trước đây của nhà rằng (Scheinkman & Xiong, 2003). Do vậy, để đánh giá giả thuyết niềm tin không đồng nhất của nhà đầu (Scheinkman & Xiong, cổ phiếu vậy, để hưởng giả thuyết niềm tin không đồng nhất của nhà đầu tưtư (Scheinkman & Xiong, 2003). Do vậy, để đánh giá giả thuyết niềm tin không đồng sung của nhà hợp giữa EPU và khối lượng giao dịch của cổ phiếu (TURN) vào mô 2,nhóm tác giả bổ sung biến kết hợp giữa EPU vàvà khối Xiong, giao dịch của cổđể đánh(TURN)thuyết nhóm tác giả bổ sung biến kết đầu tư (Scheinkman & lượng 2003). Do vậy,phiếu (TURN) vào mô nhất biến kết hợp giữa EPU giá giả vào mô 2,2, nhóm tác giả bổ khối lượng giao dịch của cổ phiếu 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 ��� �� � ���� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸��� ������ 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸�∗∗𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇���� ��� ������� � ������������� (5) 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶����� � � ��� �𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸 �����𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸 �∗ 𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇 ������ ������ � ��� ���� ��� ���� (5) 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇 � �� 2,hình (4). giả bổ sung biến kết hợp giữa EPU và khối lượng giao dịch của cổ phiếu (TURN) vào mô nhóm tác �� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸 �� hình (4). hình (4). 𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶𝐶 𝐶𝐶 𝐶𝐶��� � � � � �� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸� � � �� 𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸𝐸� ∗ 𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇𝑇��� � � ������� � �� � �� � � ���� (5) hình (4). ��� � � � ��� ����� � ��� (5) Bảng 4:4: Tác động của GEPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu: Bảng Tác động của GEPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu: Bảng 4:Tác động của GEPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu: Bảng 4: Tác động trò của khối lượngrogiao dịch cổ phiếu: Vai của GEPU tớilượng sụp đổ giá Vai trò của khối rủi giao dịch Vai trò của khối lượng giao dịch Vai trò của khối lượng giao dịch Biến phụ thuộc Biến phụ thuộc Biến phụ thuộc NSKEW NSKEW Biến phụ thuộc DUVOL DUVOL NSKEW DUVOL NSKEW (1) (1) (1) DUVOL (2) (2) (2) NSKEW NSKEW (1) *** -0,100*** -0,100*** (2) NSKEW -0,100*** NSKEW -0,100 (0,026) (0,026) (0,026) DUVOL DUVOL DUVOL (0,026) -0,098*** -0,098*** -0,098*** DUVOL -0,098*** (0,025) (0,025) (0,025) EPU EPU EPU 0,286*** 0,286*** 0,286*** (0,025)* * 0,092 0,092 0,092* EPU 0,286*** (0,084) (0,084) (0,084) 0,092* (0,052) (0,052) (0,052) EPU*TURN EPU*TURN EPU*TURN (0,084)* * 0,820 0,820 0,820* (0,052) ** 0,857 0,857** 0,857** EPU*TURN 0,820* (0,408) (0,408) (0,408) 0,857** (0,373) (0,373) (0,373) Biến kiểm soát Biến kiểm soát (0,408) YES YES (0,373) YES YES Biến kiểm soát YES YES Biến ứng cốđịnh thời gian Hiệu kiểmcốcố định thời gian Hiệu ứng soát Hiệu ứng định thời gian YES YES YES YES YES YES YES YES Hiệu ứng cốcố định doanh nghiệp Hiệu ứng cố định thời gian Hiệu ứng định doanh nghiệp Hiệu ứng cốđịnh doanh nghiệp YES YES YES YES YES YES YES YES Hiệu quancố định doanh nghiệp Số ứng sát Số quan sát Số quan sát YES 2.315 2.315 2.315 YES 2.315 2.315 2.315 Số2quan sát R2R R 2 2.315 0,151 0,151 0,151 2.315 0,155 0,155 0,155 R2Chú thích:p
  8. 4.3. Thảo luận kết quả Kết quả nghiên cứu cho thấy bất ổn chính sách kinh tế thế giới làm gia tăng rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả này tương đồng với các nghiên cứu trước đây như Jin & cộng sự (2019); Luo & Zhang (2020). Điều này cho thấy rằng khi mức độ bất ổn chính sách kinh tế thế giới gia tăng, các nhà đầu tư yêu cầu phần bù rủi ro cao hơn, khiến cho giá sụp đổ mạnh trong giai đoạn này để thể hiện mức tỷ suất sinh lời cao hơn trong tương lai (Pástor & Veronesi, 2013). Kết quả mô hình mở rộng cho thấy tác động này mạnh hơn ở các cổ phiếu có quy mô giao dịch lớn, thể hiện mức độ bất đồng ý kiến lớn hơn trong đánh giá cổ phiếu của các nhà đầu tư. Điều này phù hợp với tính chất và thực trạng của thị trường chứng khoán Việt Nam. Vo & Phan (2017) chỉ ra rằng, thị trường chứng khoán Việt Nam có tỷ lệ nhà đầu tư cá nhân cao, cùng xu hướng đầu tư theo đám đông, đặc biệt là trong các giai đoạn thị trường biến động mạnh. Điều này khiến cho các nhà đầu tư có xu hướng thực hiện hành vi đầu tư mua theo cảm xúc và có xu hướng đẩy giá cổ phiếu vượt quá mức trong ngắn hạn, dẫn đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu cao hơn trong tương lai. Khi so sánh tác động của hai quốc gia là đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam là Mỹ và Trung Quốc, kết quả cho thấy rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu chủ yếu chịu tác động lớn hơn từ bất ổn chính sách kinh tế tại Mỹ. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây, cho thấy vai trò lan truyền rủi ro của Mỹ đối với kinh tế thế giới nói chung cũng như Việt Nam nói riêng (Balli & cộng sự, 2021; Trung, 2019). Bất ổn chính sách kinh tế Mỹ có thể lan truyền rủi ro tới các quốc gia khác do tác động tiêu cực tới thương mại quốc tế và tỷ lệ lạm phát do sự thay đổi của tỷ giá (Bhattarai & cộng sự, 2020), làm đảo chiều các dòng vốn quốc tế (Salisu & cộng sự, 2022) hoặc chính sách tiền tệ quốc gia (Lakdawala & cộng sự, 2021). 5. Kết luận Nghiên cứu này đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Kết quả nghiên cứu chỉ ra bất ổn chính sách kinh tế làm gia tăng rủi ro giảm giá cổ phiếu trên thị trường chứng khoán Việt Nam. Bên cạnh đó, tác động này chủ yếu do hiệu ứng tâm lý của các nhà đầu tư cá nhân dẫn đến phản ứng tiêu cực khi có sự bất ổn trong chính sách kinh tế giới, đặc biệt là Mỹ, dẫn đến rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu cao hơn ở các cổ phiếu có mức độ giao dịch cao. Nghiên cứu này đưa ra một số hàm ý như sau: Thứ nhất, bất ổn chính sách kinh tế thế giới nên được xem như một nhân tố rủi ro mà nhà đầu tư cần xem xét để tối ưu hoá quyết định giao dịch, xây dựng danh mục và quản lý rủi ro. Thứ hai, cơ quan quản lý cần theo dõi chặt chẽ những thay đổi trong chính sách kinh tế thế giới nhằm có những phản ứng phù hợp, đặc biệt là Mỹ. Thứ ba, kết quả của nghiên cứu này cho thấy tác động của tâm lý và hành vi đầu tư của các nhà đầu tư cá nhân trên thị trường Việt Nam. Do vậy, các cơ quan quản lý nên cân nhắc gia tăng tỷ lệ các nhà đầu tư tổ chức và chuyên nghiệp cũng giúp nâng cao tính hiệu quả của thị trường chứng khoán Việt Nam, tránh những rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu quá mức. Nghiên cứu này còn tồn tại một số hạn chế có thể giải quyết ở các nghiên cứu trong tương lai. Thứ nhất, nghiên cứu sử dụng chỉ số EPU để đánh giá tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới tới Việt Nam. Tuy nhiên, các nghiên cứu trong tương lai có thể xây dựng và phát triển chỉ số EPU riêng cho Việt Nam để thực hiện đánh giá cụ thể hơn tác động từ những bất ổn nội tại của các chính sách kinh tế tại Việt Nam. Thứ hai, nghiên cứu mới chỉ đánh giá tác động của EPU tới thị trường chứng khoán, chưa thực hiện nghiên cứu tới các loại tài sản khác như thị trường trái phiếu hay bất động sản. Thứ ba, nghiên cứu chưa đánh giá và chỉ ra tác động của EPU tới rủi ro sụp đổ giá cổ phiếu tại các nhóm ngành kinh doanh khác nhau. Những hướng nghiên cứu này sẽ được đánh giá cụ thể hơn trong những nghiên cứu tương lai. Ghi chú: 1.Các chỉ số này có thể được thu thập từ website https://www.policyuncertainty.com. Số đặc biệt, tháng 12/2024 40
  9. Tài liệu tham khảo An, X., Wu, B., Dedahanov, A. T., & Sun, W. (2022), ‘Episodes of extreme international capital inflows in emerging and developing economies: The role of global economic policy uncertainty’, Plos one, 17(9), e0275249, doi:10.1371/ journal.pone.0275249 Arbatli, E. C., Davis, S. J., Ito, A., & Miake, N. (2017), Policy uncertainty in Japan, Retrieved from National Bureau of Economic Research Baker, S. R., Bloom, N., & Davis, S. J. (2016), ‘Measuring economic policy uncertainty’, The Quarterly Journal of Economics, 131(4), 1593-1636, doi:10.1093/qje/qjw024 Ball, R. (2009), ‘Market and political/regulatory perspectives on the recent accounting scandals’, Journal of Accounting Research, 47(2), 277-323, doi:10.1111/j.1475-679X.2009.00325.x Balli, F., Hasan, M., Ozer-Balli, H., & Gregory-Allen, R. (2021), ‘Why do US uncertainties drive stock market spillovers?’, International evidence. International Review of Economics & Finance, 76, 288-301. Balli, F., Uddin, G. S., Mudassar, H., & Yoon, S.-M. (2017), ‘Cross-country determinants of economic policy uncertainty spillovers’, Economics Letters, 156, 179-183. Bhattarai, S., Chatterjee, A., & Park, W. Y. (2020), ‘Global spillover effects of US uncertainty’, Journal of Monetary Economics, 114, 71-89. Bloom, N. (2009), ‘The impact of uncertainty shocks’, Econometrica, 77(3), 623-685. Bloom, N. (2014), ‘Fluctuations in uncertainty’, Journal of economic Perspectives, 28(2), 153-176. Brogaard, J., & Detzel, A. (2015), ‘The asset-pricing implications of government economic policy uncertainty’, Management Science, 61(1), 3-18. Caggiano, G., Castelnuovo, E., & Figueres, J. M. (2020), ‘Economic policy uncertainty spillovers in booms and busts’, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 82(1), 125-155. Callen, J. L., & Fang, X. (2015), ‘Short interest and stock price crash risk’, Journal of Banking & Finance, 60, 181-194. Cao, H., Coval, J., & Hirshleifer, D. (2002), ‘Sidelined investors, trading-generated news, and security returns’, The Review of Financial Studies, 15(2), 615-648. Chang, X., Chen, Y., & Zolotoy, L. (2017), ‘Stock liquidity and stock price crash risk’, Journal of financial and quantitative analysis, 52(4), 1605-1637. Chen, J., Jiang, F., & Tong, G. (2017), ‘Economic policy uncertainty in China and stock market expected returns’, Accounting & Finance, 57(5), 1265-1286. Chen, T.-H., & Chen, K.-S. (2024), ‘The effect of investor attention on stock price crash risk’, Journal of Empirical Finance, 75, 101456, doi:10.1016/j.jempfin.2023.101456 Çolak, G., Durnev, A., & Qian, Y. (2017), ‘Political uncertainty and IPO activity: Evidence from US gubernatorial elections’, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 52(6), 2523-2564. Colak, G., Gounopoulos, D., Loukopoulos, P., & Loukopoulos, G. (2021), ‘Political power, local policy uncertainty and IPO pricing’, Journal of Corporate Finance, 67, 101907. Davis, S. J. (2016), An index of global economic policy uncertainty, Retrieved from https://www.nber.org/papers/ w22740 Davis, S., Liu, D., & Sheng, X. (2019), ‘Economic policy uncertainty since China: The view from Mainland newspapers’, Paper presented at the SITE conference on the “Macroeconomics of Uncertainty and Volatility”, August. Ferreira, P. C., Vieira, R. M. B., da Silva, F. B., & de Oliveira, I. C. (2019). Measuring Brazilian economic uncertainty. Journal of Business Cycle Research, 15, 25-40. Georgiadis, G., & Mehl, A. (2016), ‘Financial globalisation and monetary policy effectiveness’, Journal of International Economics, 103, 200-212. Grimme, C., & Stöckli, M. (2018), ‘Measuring macroeconomic uncertainty in Germany’, Paper presented at the CESifo Forum. Số đặc biệt, tháng 12/2024 41
  10. Gulen, H., & Ion, M. (2016), ‘Policy uncertainty and corporate investment’, The Review of Financial Studies, 29(3), 523-564. Habib, A., Hasan, M. M., & Jiang, H. (2018), ‘Stock price crash risk: review of the empirical literature’, Accounting & Finance, 58, 211-251, doi:10.1111/acfi.12278 Hoài, N. T. (2023), ‘Mối quan hệ giữa cảm xúc nhà đầu tư và biến động của thị trường chứng khoán Việt Nam’, Tạp chí nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á, 34, 4-20. Hong, H., & Stein, J. C. (2003), ‘Differences of opinion, short-sales constraints, and market crashes’, The Review of Financial Studies, 16(2), 487-525, doi:10.1093/rfs/hhg006 Hutton, A. P., Marcus, A. J., & Tehranian, H. (2009), ‘Opaque financial reports, R2, and crash risk’, Journal of financial Economics, 94(1), 67-86, doi:10.1016/j.jfineco.2008.10.003 Jacob, M., Wentland, K., & Wentland, S. A. (2022), ‘Real effects of tax uncertainty: Evidence from firm capital investments’, Management Science, 68(6), 4065-4089. Jens, C. E. (2017), ‘Political uncertainty and investment: Causal evidence from US gubernatorial elections’, Journal of financial Economics, 124(3), 563-579. Jin, L., & Myers, S. C. (2006), ‘R2 around the world: New theory and new tests’, Journal of financial Economics, 79(2), 257-292, doi:10.3386/w10453 Jin, X., Chen, Z., & Yang, X. (2019), ‘Economic policy uncertainty and stock price crash risk’, Accounting & Finance, 58(5), 1291-1318. Kim, J.-B., Li, Y., & Zhang, L. (2011), ‘CFOs versus CEOs: Equity incentives and crashes’, Journal of financial Economics, 101(3), 713-730. Lakdawala, A., Moreland, T., & Schaffer, M. (2021), ‘The international spillover effects of US monetary policy uncertainty’, Journal of International Economics, 133, 103525. Lam, H. T., Trinh, H. K. B., Ngọc, B. T. H., Hoài, N. T. M., Nghĩa, P. T., & Mỹ, B. H. (2024), ‘Chính sách kinh tế bất định, bất ổn giá dầu và tăng trưởng kinh tế Việt Nam’, VNU University of Economics and Business, 4(1), 51-51. Lê, H. A. C., Ngô, S. N., & Nguyễn, T. M. H. (2018). ‘Phản ứng của giá cổ phiếu đối với biến động chính sách kinh tế thế giới và chính sách tiền tệ tại Việt Nam’, Tạp chí nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á, 29(3), 05-22. Liu, L., & Zhang, T. (2015), ‘Economic policy uncertainty and stock market volatility’, Finance Research Letters, 15, 99-105. Loureiro, G., & Silva, S. (2022), ‘Earnings management and stock price crashes post US cross-delistings’, International Review of Financial Analysis, 82, 102215. Luo, Y., & Zhang, C. (2020), ‘Economic policy uncertainty and stock price crash risk’, Research in International Business and Finance, 51, 101112. Lý, T. T. H. (2020), ‘Bất định chính sách kinh tế của Trung Quốc và nắm giữ tiền của các công ty thuộc khu vực Đông Nam Á’, Tạp chí nghiên cứu Kinh tế và Kinh doanh Châu Á, 31, 25-50. Mei, D., Zeng, Q., Cao, X., & Diao, X. (2019), ‘Uncertainty and oil volatility: New evidence’, Physica A: Statistical Mechanics and its Applications, 525, 155-163. Nagar, V., Schoenfeld, J., & Wellman, L. (2019), ‘The effect of economic policy uncertainty on investor information asymmetry and management disclosures’, Journal of accounting and Economics, 67(1), 36-57. Nguyễn, T. M. H., & Ngô, S. N. (2019), ‘Tác động của bất ổn chính sách kinh tế thế giới đến giá cổ phiếu: Nghiên cứu ở các nền kinh tế mới nổi khu vực Châu Á’, Tạp chí Khoa học Kinh tế, 7(2), 67-77. Pastor, L., & Veronesi, P. (2012), ‘Uncertainty about government policy and stock prices’, The Journal of Finance, 67(4), 1219-1264. Pástor, Ľ., & Veronesi, P. (2013), ‘Political uncertainty and risk premia’, Journal of Financial Economics, 110(3), 520-545. Salisu, A. A., Gupta, R., & Demirer, R. (2022), ‘The financial US uncertainty spillover multiplier: Evidence from a GVAR model’, International Finance, 25(3), 313-340. Số đặc biệt, tháng 12/2024 42
  11. Scheinkman, J. A., & Xiong, W. (2003), ‘Overconfidence and speculative bubbles’, Journal of Political Economy, 111(6), 1183-1220. Trung, L. H., Duy, P. C., & Anh, T. T. V. (2021), ‘Ảnh hưởng của bất ổn chính sách kinh tế thế giới đến Việt Nam và một số khuyến nghị’, Tạp chí Ngân hàng, 16, 2-10. Trung, N. B. (2019), ‘The spillover effect of the US uncertainty on emerging economies: A panel VAR approach’, Applied Economics Letters, 26(3), 210-216. Vo, X. V., & Phan, D. B. A. (2017), ‘Further evidence on the herd behavior in Vietnam stock market’, Journal of Behavioral and Experimental Finance, 13, 33-41. Wen, F., Xu, L., Ouyang, G., & Kou, G. (2019), ‘Retail investor attention and stock price crash risk: evidence from China’, International Review of Financial Analysis, 65, 101376, doi:10.1016/j.irfa.2019.101376 Xu, N., Jiang, X., Chan, K. C., & Wu, S. (2017), ‘Analyst herding and stock price crash risk: Evidence from China’, Journal of International Financial Management & Accounting, 28(3), 308-348. Xu, N., Jiang, X., Chan, K. C., & Yi, Z. (2013), ‘Analyst coverage, optimism, and stock price crash risk: Evidence from China’, Pacific-Basin Finance Journal, 25, 217-239. Yang, M., Dong, D., & Xia, G. (2024), ‘Risk disclosure and stock price crash risk: Evidence from Chinese listed firms’, Finance Research Letters, 60, 104967, doi:10.1016/j.frl.2023.104967. Số đặc biệt, tháng 12/2024 43
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2