Luận văn thạc sỹ -kiểm chứng tính hiệu quả về mặt thông tin của thị trường chứng khoán Việt Nam

Cao học Kinh tế phát triển Việt Nam –
Hà Lan

Tháng 01/2010


Luận văn thạc sỹ:
KIỂM CHỨNG TÍNH HIỆU QUẢ VỀ
MẶT THÔNG TIN CỦA THỊ TRƯỜNG
CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
bởi

NGUYỄN THỊ BẢO KHUYÊN
Lớp 14

Giáo viên hướng dẫn

GS_TS NGUYỄN TRỌNG HOÀI



ii
MỤC LỤC


CHƯƠNG 1 1
GIỚI THIỆU 1
1.2 ĐẶT VẤN ĐỀ 1
1.3 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU 2

1.4 GIẢ THIẾT VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU 2
1.5 PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3
CHƯƠNG 2 3
CƠ SỞ LÝ THUYẾT 3
2.1 KHÁI NIỆM THỊ TRƢỜNG HIỆU QUẢ 3
2.2 CÁC DẠNG THỊ TRƢỜNG HIỆU QUẢ 3
2.3 ĐỊNH GIÁ VÀ LÝ THUYẾT THỊ TRƢỜNG HIỆU QUẢ 4
2.4 CÁC NHÂN TỐ XÁC ĐỊNH GIÁ CHỨNG KHOÁN 4
2.4.1 Nhân tố xác định giá trị thực 4
2.4.2 Các nhân tố xác định giá chứng khoán 5
2.5 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 5
CHƯƠNG 3 6
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 6
3.2 KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ VÀ MÔ HÌNH TỰ HỒI QUY 6
3.2.1 Mô hình tự hồi quy (VAR) 6
3.2.2 Kiểm định nhân quả Granger 7
3.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THIẾT HIỆU QUẢ DẠNG VỪA 7
3.4 MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH SAI SỐ 8
3.4.1 Kiểm định đồng liên kết 8
3.4.2 Mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) 8
3.4.3 Kiểm định đồng liên kết và ECM 9
3.4.4 ECM và sự hiệu quả trong dài hạn 10
3.5 DỮ LIỆU VÀ PHÂN TÍCH 10
CHƯƠNG 4 12
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 12
4.2 KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ HAI BIẾN 13
4.3 KIỂM ĐỊNH GRANGER ĐA BIẾN 15

iii
CHƯƠNG 5 19
KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH 19
5.1 CÁC KẾT LUẬN CHÍNH 19
5.2 ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH 20




1
CHƯƠNG 1
GIỚI THIỆU
1.1 GIỚI THIỆU
Từ lâu, giả thiết thị trƣờng hiệu quả (EMH) đã trở thành đề tài bàn luận của rất
nhiều học giả trong lĩnh vực tài chính. Thị trƣờng đƣợc xem là hiệu quả khi tất cả
các thông tin có liên quan đều đƣợc phản ánh vào trong giá chứng khoán. Nếu thị
trƣờng hiệu quả, các nhà đầu tƣ hợp lý không kỳ vọng sẽ đạt lợi nhuận vƣợt trội
từ các khoản đầu tƣ của họ. Do đó, các mô hình định giá tài sản (CAPM, APT) sẽ
rất hữu ích cho quá trình ra quyết định đầu tƣ. Đối với nền kinh tế, thị trƣờng
hiệu quả còn có ý nghĩa rằng nguồn lực trong nền kinh tế đã đƣợc phân phối đến
nơi hiệu quả nhất. Tuy nhiên, đối với các nƣớc kinh tế đang phát triển, thị trƣờng
còn khá non trẻ, không phải lúc nào thị trƣờng cũng làm tốt vai trò của nó.
Vì thế, một câu hỏi đƣợc đặt ra là liệu thị trƣờng chứng khoán ở các nƣớc này
có hiệu quả hay không, hiệu quả ở mức độ nào và điều gì có thể giúp thị trƣờng
cải thiện tính hiệu quả. Hiểu đƣợc những điều này sẽ rất hữu ích trong việc xây
dựng khung pháp lý giúp các nhà quản lý điều hành thị trƣờng hiệu quả hơn.
Điều này cũng rất cần thiết cho thị trƣờng chứng khoán còn khá non trẻ ở Việt
Nam hiện nay.
1.2 ĐẶT VẤN ĐỀ
Tháng 7/2000, thị trƣờng chứng khoán Việt Nam chính thức đi vào hoạt động.

Trải qua nhiều thăng trầm, thị trƣờng cũng đã đạt đƣợc nhiều bƣớc tiến quan
trọng và ngày càng trở thanh kênh huy động vốn không thể thiếu của nền kinh tế.
Tính đến tháng 6/2009, toàn thị trƣờng có 352 doanh nghiệp niêm yết, vốn hóa
thị trƣờng đạt 17,5 tỷ USD, khoảng 21,3% GDP, trƣớc khủng hoảng kinh tế
2008, con số này đạt trên 45% GDP (Thomson Reuters). Tuy nhiên, tƣơng tự nhƣ
các thị trƣờng mới nổi khác, dù đạt đƣợc những bƣớc phát triển đáng kể, thị
trƣờng vẫn đang phải đối mặt với khá nhiều vấn đề. Các vấn đề nhƣ tính thanh
khoản thấp, chất lƣợng hàng hoá còn khá nghèo nàn, ít về chủng loại, số lƣợng và
chƣa có nhiều các loại hàng hóa “blue – chip” để nhà đầu tƣ có thể yên tâm đầu
tƣ. Việc công bố thông tin không chính xác, thiếu minh bạch, cơ sở hạ tầng mang
tính thủ công chậm chạp, … Tỉ lệ giữa cổ phiếu đƣợc giao dịch trên thị trƣờng và
tổng số cổ phiếu đăng ký niêm yết là 60,05%. Điều này có nghĩa là đồng vốn trên
thị trƣờng không quay đƣợc một lần trong năm. Tính thanh khoản kém nhƣ thế
đã gây không ít khó khăn cho nhà đầu tƣ trong việc mua bán chứng khoán. Và
chất lƣợng cổ phiếu niêm yết khá thấp. Doanh nghiệp trong các lĩnh vực hàng
đầu của nền kinh tế nhƣ: viễn thông, hàng không, năng lƣợng, các ngân hàng lớn,
xây dựng, … còn chƣa đƣợc niêm yết trên thị trƣờng. Ta có thể thấy thị trƣờng



2
chứng khoán Việt Nam còn tồn tại rất nhiều vấn đề cần phải giải quyết, nhƣng đề
tài này chỉ tập trung nghiên cứu các vấn đề sau: thị trƣờng chứng khoán đã thực
hiện tốt chức năng huy động vốn của mình của mình chƣa? Nó có đúng là “hàn
biểu thử” của nền kinh tế Việt Nam hay không? Thị trƣờng đã hiệu quả về mặt
thông tin hay chƣa? Nói các khác, luận văn này tập trung “kiểm chứng tính hiệu
quả về mặt thông tin của thị trường chứng khoán Việt Nam”.
1.3 MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU
(1) Phân tích xem liệu thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có hiệu quả dạng
vừa hay không.

(2) Xem xét tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng dài hạn diễn ra trên thị
trƣờng chứng khoán Việt Nam.
(3) Xem xét có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ
số giá chứng khoán VN-Index hay không.
(4) Xem xét liệu khủng hoảng tài chính có tác động đến sự hiệu quả của thị
trƣờng hay không.
(5) Đề xuất một số chính sách giúp cải thiện tính hiệu quả của thị trƣờng
chứng khoán Việt Nam.
1.4 GIẢ THIẾT VÀ CÂU HỎI NGHIÊN CỨU
(1) Liệu các thay đổi trong “quá khứ” của các yếu tố vĩ mô có ảnh hƣởng đến
thay đổi “hiện tại” trong giá chứng khoán không?
(2) Thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có mất thời gian để điều chỉnh về mức
cân bằng dài hạn sau bất kỳ cú “shock” nào của nền kinh tế?
(3) Liệu thị trƣờng chứng khoán có thể đƣợc xem nhƣ một chỉ báo giúp đƣa ra
các chính sách kịp thời để bình ổn kinh tế vĩ mô?
(4) Liệu khủng hoảng tài chính có làm cho sự không hiệu quả trên thị trƣờng
chứng khoán Việt Nam càng tệ hơn?
Một số giả thiết để có thể trả lời tốt nhất các câu hỏi trên:
(1) Giả định thị trƣờng hiệu quả dạng vừa không thể tồn tại ở thị trƣờng
chứng khoán Việt Nam.
(2) Giả định rằng thị trƣờng mất rất nhiều thời gian để điều chỉnh về lại mức
cân bằng dài hạn.
(3) Giả định rằng thị trƣờng chứng khoản Việt Nam có thể đƣợc xem nhƣ một
chỉ báo (phong vũ biểu) của nền kinh tế.
(4) Giả định rằng khủng hoảng tài chính toàn cầu có ảnh hƣởng đáng kể đến
sự hiệu quả của thị trƣờng Việt Nam.



3

[[1.5 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Kiểm định nhân quả Granger và mô hình hiệu chỉnh sai số sẽ đƣợc dùng để kiểm
định những giả thiết trên. Dữ liệu đƣợc dùng trong hai mô hình này đến từ ba
nguồn là Thomson Reuters, Bloomberg và Quỹ Tiền tệ Quốc từ 12/2000 –
06/2010.
CHƯƠNG 2
CƠ SỞ LÝ THUYẾT

2.1 KHÁI NIỆM THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ
Theo Clarke et al. (2001), thuật ngữ “thị trƣờng hiệu quả” đƣợc dùng đầu tiên
bởi Fama vào năm 1965. Trong một thị trƣờng hiệu quả, sự cạnh tranh sẽ giúp
phản ánh các thông tin một cách nhanh chóng và chính xác nhất vào trong giá
chứng khoán. Có 2 loại thông tin:
 Thông tin quá khứ
 Thông tin hiện tại
2.2 CÁC DẠNG THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ
Dạng yếu: Thị trƣờng hiệu quả dạng yếu là thị trƣờng mà ở đó, không ai có khả
năng tạo ra lợi nhuận từ những thông tin mà “ai cũng đã biết”.
 Hình 2.1: Mối quan hệ giữa các loại thông tin










Tất cả thông tin

Thông tin hiện tại

Thông tin
quá khứ



4

Nguồn: Ross et al. (2006)
Dạng vừa
Thị trƣờng hiệu quả dạng vừa cho rằng giá chứng khoán đã phản ánh một cách
đầy đủ các thông tin công cộng có liên quan đến cổ phiếu đó vào thời điểm hiện
tại. Theo Hanousek và Filer (2000), thị trƣờng đƣợc xem là hiệu quả dạng vừa
nếu đồng thời đáp ứng đƣợc các điều kiện sau. Thứ nhất, tồn tại mối quan hệ qua
lại đồng thời giữa các biến kinh tế vĩ mô và giá chứng khoán. Thứ hai, các nhà
đầu tƣ không thể dùng biến trễ của các biến kinh tế thực để dự đoán giá chứng
khoán. Do đó, các nghiên cứu trƣớc đây đã sử dụng mô hình nhân quả Granger
để kiểm định sự hiệu quả của thị trƣờng, đặc biệt là ở dạng vừa.
Dạng mạnh
Thị trƣờng hiệu quả dạng mạnh cho rằng giá chứng khoán hiện tại đã phản ánh
đầy đủ tất cả các loại thông tin, gồm cả thông tin đƣợc phổ biến và thông tin nội
bộ chƣa đƣợc công bố.
Ross et al. (2006) tóm lại rằng thị trƣờng hiệu quả dạng vừa khi đã đạt đƣợc
hiệu quả ở dạng yếu, và thị trƣờng hiệu quả dạng mạnh khi đã đạt đƣợc hiệu quả
dạng vừa.
2.3 ĐỊNH GIÁ VÀ LÝ THUYẾT THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ

Theo Damodaran (2002), trong thị trƣờng hiệu quả, giá cả chứng khoán phản
ánh một cách chính xác nhất giá trị thực của doanh nghiệp. Giá trị thực chính là
giá trị nội tại, là kết quả từ các phân tích cơ bản. Một khi các nhà đầu tƣ định ra
đƣợc giá trị doanh nghiệp, hành động mua bán của họ góp phần đƣa giá chứng
khoán về đúng với giá trị thực, giúp thị trƣờng hiệu quả hơn.
2.4 CÁC NHÂN TỐ XÁC ĐỊNH GIÁ CHỨNG KHOÁN
2.4.1 Nhân tố xác định giá trị thực
Giả định thị trƣờng là hiệu quả, giá chứng khoán (P) sẽ biến động quanh giá
trị thực (V) của nó. Với:
P
j
= V
j
+ (2.10)
Do đó, giá chứng khoán có thể đƣợc viết dƣới dạng hàm sau:
P
j
= f( R, I, Es, FX, TB, GB, M, ) (2.11)



5

2.4.2 Các nhân tố xác định giá chứng khoán
 Hình 2.3: Các nhân tố xác định giá chứng khoán
Biến ngoại sinh
Biến nội sinh

Nguồn: Jones (1998)
Từ mô hình Keran trên, cùng với mô hình chiết khấu dòng tiền, thay đổi trong
giá chứng khoán đƣợc định nghĩa nhƣ sau:
P = f( R, I, X, FX, TB, G, GB, M, ) (2.12)
2.5 CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
Fama (1981) chỉ ra rằng biến động giá chứng khoán có mối quan hệ mật thiết
với các biến vĩ mô trong nền kinh tế nhƣ: cung tiền, lạm phát, tỷ giá, lãi suất, chi
tiêu công, Ý nghĩa quan trọng nhất của điều này hàm ý rằng sự thay đổi của
các biến kinh tế vĩ mô có thể đƣợc dùng để dự đoán giá chứng khoán.
Trong phạm vi của luận văn này, kết quả nghiên cứu từ các thị trƣờng chứng
khoán của Malaysia, Thailand, Indonesia, Philippines và các nƣớc Đông Âu là
quan trọng nhất. Ibrahim (1999) tìm thấy mối quan hệ động giữa bảy biến vĩ mô
(chỉ số sản lƣợng công nghiệp, giá tiêu dùng, M1, M2, tăng trƣởng tín dụng, dự
trữ ngoại hối và tỷ giá) và giá chứng khoán ở một nƣớc đang phát triển, Malaysia,
Thuế thu
nhập DN (t)
Thay đổi chi
tiêu công
( G)
Thay đổi
trong cung
tiền ( M)
Sản lƣợng
tiềm năng
(Y
*
)

Thay đổi
trong tổng chi
tiêu ( Y)
Thu nhập
danh nghĩa
của DN ( E)
Thu nhập DN
thực ( E
*
)
Thu nhập kỳ
vọng của DN
( E
*e
)
Thay đổi
trong lạm phát
( I)
Thay đổi cung
tiền thực
( M)
Thay đổi sản
lƣợng thực
( X)

Lãi suất (R)

Giá chứng
khoán (P)

6
bằng cách sử dụng kiểm định nhân quả Granger và Mô hình hiệu chỉnh sai số.
Nghiên cứu đƣợc tiến hành bằng cách sử dụng chuỗi thời gian theo tháng cho
khoảng thời gian từ 01/1977 – 06/1996. Kết quả cho thấy thị trƣờng chứng khoán
Malaysia không hiệu quả về mặt thông tin.
Tóm lại, trong một thị trƣờng chứng khoán hoàn toàn hiệu quả, giá cả của các
chứng khoán đã phản ánh đầy đủ, tức thời tất cả các thông tin sẵn có trên thị
trƣờng, các nhà đầu tƣ không thể dựa vào các thông tin sẵn có để tìm kiếm các
khoản lợi nhuận vƣợt trội.
CHƯƠNG 3
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 CHUỖI DỪNG VÀ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ
Để kiểm định chuỗi dữ liệu có 1 nghiệm đơn vị, giả thiết đặt ra là: Y
t
(H
0
: =
0), có 3 dạng kiểm định ADF:
p
1i
titi1tt
uYYY
(3.1)
p
1i
titi1t0t
uYYY
(3.2)

p
1i
titi1t10t
uYYTY
(3.3)
3.2 KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ VÀ MÔ HÌNH TỰ HỒI QUY
3.2.1 Mô hình tự hồi quy (VAR)
Theo Asteriou và Hall (2007), khi không thể xác định đƣợc biến nội sinh hay
ngoại sinh, chúng ta phải kiểm định cả hai trƣờng hợp. Ví dụ, biến Y
t
bị ảnh
hƣởng bởi giá trị hiện tại và quá khứ của X
t
, đồng thời, biến X
t
cũng bị ảnh
hƣởng bởi giá trị hiện tại và quá khứ của Y
t
. Ta sẽ có mô hình hai biến đơn giản
nhƣ sau:
Y
t
=
10
-
12
X
t
+
11

Y
t-1
+
12
X
t-1
+ u
yt
(3.4)
X
t
=
20
-
21
Y
t
+
21
Y
t-1
+
22
X
t-1
+ u
xt
(3.5)
Ở đây, giả định rằng cả Y
t

và X
t
đều là chuỗi dừng và u
yt
và u
xt
cũng là chuỗi
dừng và không có tự tƣơng quan.



7
3.2.2 Kiểm định nhân quả Granger
Sử dụng kiểm định nhân quả Granger cho hai chuỗi dừng là Y
t
và X
t
, đây
đƣợc xem là bƣớc đầu tiên trong mô hình VAR:
yt
s
1j
jtj
r
1i
iti1t
XYaY
(3.6)
xt
q

1j
jtj
p
1i
iti2t
YXaX
(3.7)
Giả định rằng cả ε
yt
và ε
xt
đều là chuỗi dừng và không có tự tƣơng quan. Các
trƣờng hợp có thể xảy ra nhƣ sau:
TH 1: Các biến trễ của biến X trong công thức (3.6) khác 0 một cách có ý nghĩa
thống kê, và các biến trễ của biến Y trong (3.7) bằng 0 một cách có ý
nghĩa thống kê. Ta có thể nói rằng X
t
tác động đến Y
t
.
TH 2: Các biến trễ của biến Y trong công thức (3.7) khác 0 một cách có ý nghĩa
thống kê, và các biến trễ của biến X trong (3.7) bằng 0 một cách có ý
nghĩa thống kê. Ta có thể nói rằng Y
t
tác động đến X
t
.
TH 3: Các biến trễ của cả X và Y khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê, ta có mối
quan hệ nhân quả hai chiều giữa X và Y.
TH 4: Các biến trễ của cả X và Y đều bằng 0 một cách có ý nghĩa thống kê, cả X

và Y độc lập nhau.
3.3 KIỂM ĐỊNH GIẢ THIẾT HIỆU QUẢ DẠNG VỪA
Theo Hanousek và Filer (2000), thị trƣờng hiệu quả dạng vừa nếu đáp ứng 2 điều
kiện sau. Thứ nhất, tồn tại mối quan hệ đồng thời giữa các biến kinh tế thực và
suất sinh lợi của cổ phiếu. Thứ hai, các nhà đầu tƣ không thể sử dụng biến trễ của
các biến kinh tế thực để dự đoán đƣợc suất sinh lợi của cổ phiếu (TH 2 or TH 4).
Cả hai mối quan hệ này đều rất quan trọng. Mặc dù mối quan hệ đầu tiên thƣờng
bị các nghiên cứu thực nghiệm bỏ qua, nhƣng nếu không đáp ứng đƣợc điều kiện
này, điều kiệm thứ hai cũng trở nên vô nghĩa. Mối quan hệ này có thể đƣợc định
nghĩa dƣới dạng công thức nhƣ sau:
t
r
1i
iti0t
YY
(3.10)
tt0
r
1i
iti0t
XYY
(3.11)



8
và
s
1j
tjtjt0

r
1i
iti0t
XXYY
(3.12)
ở đây Y là chỉ số giá chứng khoán, X là một trong các biến kinh tế vĩ mô, và r và
s là các biến trễ tƣơng ứng (thƣờng đƣợc xác định bởi tiêu chí AIC). Hanousek và
Filer (2000) sử dụng sai phân bậc 1 của Y
t
và X
t
vì hầu hết các biến kinh tế vĩ mô
dừng ở sai phân bậc 1 (Gujarati, 2003). Hy vọng điều này cũng đúng cho trƣờng
hợp thị trƣờng Việt Nam.
Thị trƣởng là hiệu quả nếu cả hai giả thiết sau đây là đúng:
(A) H
0
:
0
0 (trong công thức 3.11)
(B) H
0
:
j
= 0, j (trong công thức 3.12)
Nếu giả định (B) không thỏa cho thấy thị trƣờng không hiệu quả dạng vừa. Nếu
giả định (B) thỏa, nhƣng (A) thì không cho thấy hoàn toàn không có mối quan hệ
giữa các biến kinh tế vĩ mô và giá chứng khoán (Hanousek và Filer, 2000).
3.4 MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH SAI SỐ
3.4.1 Kiểm định đồng liên kết

Sự kết hợp tuyến tính giữa Y
t
và X
ta
nhƣ sau:
Y
t
= β
1
+ β
2
X
t
+ u
t
(3.13)
lấy phần dƣ:

t21tt
X
ˆˆ
Yu
ˆ
(3.14)
Nếu
t
u
ˆ
~ I(0), thì Y
t

và X
t
có quan hệ đồng liên kết.
3.4.2 Mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM)
Nếu ta hồi quy hai biến không dừng thì kết quả có thể bị hồi quy tƣơng quan giả.
Nếu cả Y
t
và X
t
đều dừng ở sai phân bậc 1, I(1), khi ta sẽ hồi quy nhƣ sau:
Y
t
= β
1
+ β
2
X
t
+ u
t
(3.13)
thì
1
ˆ
và
2
ˆ

sẽ là những ƣớc lƣợng không chính xác.

9
Một cách để giải quyết vấn đề này là lấy sai phân bậc 1 để đảm bảo rằng các
biến trong mô hình là chuỗi dừng. Do đó, ta có thể có ∆Y
t
~ I(0) và ∆X
t
~ I(0), và
mô hình hồi quy sẽ là:
∆Y
t
= a
1
+ a
2
∆X
t
+ ∆u
t
(3.15)
Trong trƣờng hợp này, kết quả của
1
a
ˆ
và
2
a
ˆ
có đƣợc từ mô hình hồi quy là chính

xác và vấn đề hồi quy tƣơng quan giả đã đƣợc giải quyết. Tuy nhiên, mối quan hệ
từ công thức (3.15) chỉ là mối quan hệ trong ngắn hạn giữa 2 biến. Do đó, ECM
trở nên rất hữu ích trong việc tìm kiếm mối quan hệ dài hạn hơn.
Nếu Y
t
và X
t
là đồng liên kết,
t
u
ˆ
~ I(0). Ta có mối quan hệ giữa Y
t
và X
t
nhƣ
sau:
∆Y
t
= a
0
+ a
1
∆X
t
-
1t
u
ˆ
+

t
(3.16)
∆Y
t
= a
0
+ b
1
∆X
t
- [
1t211t
X
ˆˆ
Y
] +
t
(3.17)
Hệ số trong công thức (3.16) chính là hệ số hiệu chỉnh sai số và cũng chính
là hệ số điều chỉnh. Hệ số sẽ cho ta biết mỗi giai đoạn, bao nhiêu phần trăm
của sai số đã đƣợc điều chỉnh về mức cân bằng dài hạn. Theo Asteriou và Hall
(2007), điều này có thể đƣợc diễn giải nhƣ sau:
1. Nếu = 1, thì 100% của sự điều chỉnh đã diễn ra trong khoảng thời gian
nghiên cứu, nói cách khác, sự điều chỉnh đã diễn ra một cách nhanh chóng
và đầy đủ.
2. Nếu = 0,5, thì 50% của sự điều chỉnh đã diễn ra trong mỗi khoảng thời
gian.
3. Nếu = 0, nghĩa là không có sự điều chỉnh.
3.4.3 Kiểm định đồng liên kết và ECM
Engle và Granger (1987) đã đƣa ra 4 bƣớc để tiến hành kiểm định (đƣợc gọi là

cách tiếp cận EG):
Bƣớc 1: Tìm bậc của sai phân
Bƣớc 2: Ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn (khả năng đồng liên kết)
Bƣớc 3: Tìm bậc của sai phân cho phần dƣ
Bƣớc 4: Ƣớc lƣợng mô hình hiệu chỉnh sai số



10
3.4.4 ECM và sự hiệu quả trong dài hạn
Mối quan hệ nhân quả động từ biến kinh tế vĩ mô (X) đến giá chứng khoán (Y)
có thể đƣợc minh họa nhƣ sau:

s
1j
t1tjtj
r
1i
iti0t
ECMXYY
(3.18)
Để kiểm chứng liệu thị trƣờng chứng khoán Việt Nam có hiệu quả về mặt thông
tin trong dài hạn hay không, ta có thể kiểm định giả thiết sau:
(C) H
0
: có ý nghĩa, nhƣng ít (trong công thức 3.18)
3.5 DỮ LIỆU VÀ PHÂN TÍCH
Từ mô hình lý thuyết (2.12) và các nghiên cứu thực nghiệm, giá chứng khoán
phụ thuộc vào biến động của các biến kinh tế vĩ mô nhƣ sau:
P

j
= f(M1, M2, LR, DR, DC, IP, CP, FX, IM, EX, FR, MR) (3.19)
Nghiên cứu này sử dụng số liệu theo tháng của VN-Index, chỉ số chứng khoán
chính của thị trƣờng Việt Nam, từ 12/2000 – 06/2009. Do đó, ta có 103 quan sát
theo tháng. VN-Index đƣợc lấy từ Thomson Reuters, trong khi các biến kinh tế vĩ
mô đƣợc rút ra từ Thomson Reuters, Bloomberg và Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF).
Mô hình phân tích hai biến
Bƣớc 1: Chuyển tất cả các biến thành dạng log nhằm giảm bớt biên độ biến động.
Bƣớc 2: Kiểm tra bậc dừng sai phân của các biến, giả định rằng chúng dừng ở
cùng bậc I(1), sau đó ta sẽ lấy sai phân bậc 1 cho ∆VNI
t
và ∆M
t
.
Bƣớc 3: Ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn (khả năng đồng liên kết)
tt21t
u
ˆ
M
ˆˆ
VNI
(3.20)
hay
tt21t
u
ˆ
VNI
ˆˆ
M
(3.21)

và ta có đƣợc phần dƣ (ECM) từ những công thức trên.
Bƣớc 4: Tìm (đồng liên kết) bậc dừng sai phân của phần dƣ bằng cách sử dụng
kiểm định ADF hoặc PP.



11
Bƣớc 5: Tìm độ trễ tối ƣu (r và s) của các biến ở sai phân bậc 1 (∆VNI
t
và ∆M
t
)
trong mỗi mô hình VAR.
Bƣớc 6: Kiểm định mối quan hệ đồng thời (H
0
:
0
0) giữa ∆VNI
t
và ∆M
t

(tƣơng tự công thức 3.11):
tt0
r
1i
iti0t
MVNIVNI
(3.22)
Bƣớc 7a: Nếu phần dƣ là chuỗi dừng, và đã biết đƣợc độ trễ tối ƣu, tiến hành ƣớc

lƣợng mô hình hiệu chỉnh sai số (tƣơng tự nhƣ công thức 3.18):

s
1j
t1tjtj
r
1i
iti0t
ECMMVNIVNI
(3.23)
hay

s
1j
t1tjtj
r
1i
iti0t
ECMVNIMM
(3.24)
Bƣớc 7b: Nếu phần dƣ là chuỗi không dừng, và độ trễ tối ƣu đã đƣợc xác định, ta
sẽ ƣớc lƣợng mô hình nhân quả Granger nhƣ sau (tƣơng tự công thức
3.18, không có hệ số ECM):

s
1j
tjtj
r
1i
iti0t

MVNIVNI
(3.25)
hay

s
1j
tjtj
r
1i
iti0t
VNIMM
(3.26)
Bƣớc 8: Sử dụng kiểm định Wald cho sự hiệu quả trong ngắn hạn (H
0
:
j
= 0,
j) và kiểm định t cho sự hiệu quả dài hạn (H
0
: có ý nghĩa, nhƣng ít).
Phân tích đa biến
Quy trình kiểm định đƣợc tiến hành tƣơng hành tƣơng tự nhƣ trƣờng hợp phân
tích 2 biến, ngoại trừ việc đƣa thêm các biến vĩ mô vào mỗi mô hình hồi quy.



12
CHƯƠNG 4
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 THỐNG KÊ MÔ TẢ

 Bảng 4.1: Kiểm định tính dừng (dạng log)
Biến
Kiểm định ADF

Không hệ số
Không xu
hƣớng
Xu hƣớng
VNI (VNIndex)
0.11
-1.65
-2.55
CP (Giá tiêu dùng)
1.33
-0.96
-3.46***
-1.89 (a)
IP (Sản lượng công nghiệp)
5.42**
1.77 (a)
-1.34

-12.08*
-0.44 (a)
IM (Nhập khẩu)
2.26
-0.95
-2.99
EX (Xuất khẩu)
3.02

-0.86
-2.69
FX (Tỷ giá)
2.04
-1.11
-2.15
M1 (Cung tiền)
2.15
0.33
-3.95**
-2.64 (a)
M2 (Cung tiền)
1.86

0.96

-3.45***
-1.58 (a)
LR (Lãi vay)
0.44
-2.21
-5.54*
-3.35*** (a)
-1.59 (b)
DR (Lãi suất huy động)
1.44


-0.90

-4.94*
-3.47**(a)
-2.13 (b)
DC (Tín dụng nội địa)
2.06

0.09

-3.25***
-2.46 (a)
FR (Dự trữ ngoại hối)
1.75
-0.05
-2.65
MR (Tiền dự trữ)
2.87
1.19
-1.14
 Bảng 4.2: Kiểm định tính dừng (dạng sai phân bậc 1)
Biến
Kiểm định ADF

Không hệ số
Không xu
hƣớng
Xu hƣớng
VNI (VNIndex)
-6.59*
-6.56*

-6.52*
CP (Giá tiêu dùng)
-1.19
-4.39* (c)
-1.96
-5.67* (c)
-2.38
-6.08* (c)
IP (Sản lượng công nghiệp)
-1.98**
-6.59*
-6.74*
IM (Nhập khẩu)
-1.67***
-2.28
-14.1* (a)
-2.37
-14.0* (a)



13
EX (Xuất khẩu)
-1.78***
-5.82*
-3.81**
FX (Tỷ giá)
-9.49*
-7.87*
-7.87*

M1 (Cung tiền)
-0.73
-0.73 (a)
-2.22
-4.23* (a)
-2.19
-8.23* (a)
M2 (Cung tiền)
-0.19
-4.77*** (c)
-1.94
-8.70* (c)
-2.37
-8.91* (c)
LR (Lãi vay)
-4.97*
-4.97*
-4.92*
DR (Lãi suất huy động)
-4.94*
-5.21*
-5.17*
DC (Tín dụng nội địa)
-0.31
-4.87* (c)
-2.10
-8.63* (c)
-2.03
-8.77* (c)
FR (Dự trữ ngoại hối)

-13.8*
-14.1*
-14.1*
MR (Tiền dự trữ)
-0.63
-10.16* (c)
-2.92**
-3.25***
 Bảng 4.3: Kiểm định đồng liên kết giữa hai biến
Hàm
Kiểm định phần dư
Đồng liên kết

ADF
PP
Có/không
VNI và giá tiêu dùng
-2.48**
-1.76***
Có
VNI sản lượng công nghiệp
-1.94***
-2.33**
Có
VNI và nhập khẩu
-1.88***
-2.01**
Có
VNI và xuất khẩu
-3.46*

-1.96**
Có
VNI và tỷ giá
-2.04**
-1.69***
Có
VNI và M1
-2.81*
-1.71***
Có
VNI và M2
-2.47**
-1.76***
Có
VNI và lãi vay
-2.38**
-2.03**
Có
VNI và lãi suất tiền gởi
-2.22**
-1.78***
Có
VNI và tín dụng nội địa
-2.44**
-1.77***
Có
VNI và dự trữ ngoại hối
-2.12**
-1.88***
Có

VNI và dự trữ tiền
-2.90*
-1.76***
Có
4.2 KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ HAI BIẾN
 Bảng 4.4: Kiểm định nhân quả hai biến
Giả thiết
Độ trễ tối ưu
Kiểm định Granger
ECM

Biến phụ
thuộc
Biến độc
lập
Thống
kê F
Thống kê
2


(a) CP dnc VNI
VNI dnc CP
12
25
8
1
1.71
0.10
13.7***

0.10
-0.05
-0.02***
(b) IP dnc VNI
12
8
1.56
12.46
-0.07**



14
VNI dnc IP
14
1
0.16
0.16
-0.21*
(c) IM dnc VNI
VNI dnc IM
12
18
1
1
0.42
0.03
0.42
0.03
-0.06***

-0.12**
(d) EX dnc VNI
VNI dnc EX
12
20
1
1
2.28
0.56
2.28
0.56
-0.07**
-0.07
(e) FX dnc VNI
VNI dnc FX
12
22
1
4
3.81***
4.04*
3.81***
16.15*
-0.05**
0.05
(f) M1 dnc VNI
VNI dnc M1
12
24
15

1
2.60*
0.53
39.1*
0.53
-0.04
-0.02
(g) M2 dnc VNI
VNI dnc M2
12
25
4
4
2.05***
2.58**
8.18***
10.32**
-0.08**
-0.001
(h) LR dnc VNI
VNI dnc LR
12
9
2
1
1.73
0.68
3.47
0.68
-0.04***

-0.08***
(i) DR dnc VNI
VNI dnc DR
12
8
1
3
0.06
2.87**
0.06
8.62**
-0.04
-0.07***
(j) DC dnc VNI
VNI dnc DC
12
24
1
4
0.84
1.57
0.84
6.28
-0.08**
0.005
(k) FR dnc VNI
VNI dnc FR
12
4
1

2
0.21
1.13
0.21
2.26
-0.07**
-0.03
(l) MR dnc VNI
VNI dnc MR
12
12
1
1
0.48
1.50
0.48
1.50
-0.08**
0.001
 Bảng 4.5: Kiểm định nhân quả hai biến
Giả thiết
Độ trễ tối ưu
Kiểm định Granger
ECM

Biến phụ
thuộc
Biến độc
lập
Thống kê

F
Thống kê
2


(a) CP dnc VNI
VNI dnc CP
1
14
12
10
1.14
1.40
13.73
14.03
-0.04
-0.001
(b) IP dnc VNI
VNI dnc IP
1
12
8
1
1.47
0.08
11.74
0.08
-0.04
-0.06
(c) IM dnc VNI

VNI dnc IM
1
13
8
1
1.92***
0.04
15.33**
0.04
-0.03
-0.10***
(d) EX dnc VNI
VNI dnc EX
1
18
8
1
1.05
0.48
8.41
0.48
-0.05***
0.05
(e) FX dnc VNI
VNI dnc FX
1
10
8
1
2.47**

5.47**
19.72**
5.47**
-0.03
-0.04
(f) M1 dnc VNI
VNI dnc M1
1
16
8
1
2.63**
4.27**
21.03**
4.27**
-0.04
-0.05
(g) M2 dnc VNI
VNI dnc M2
1
1
8
2
1.59
4.04**
12.7
8.09**
-0.06***
0.003
(h) LR dnc VNI

VNI dnc LR
1
3
8
4
1.15
2.26***
9.18
9.03***
-0.04***
0.05
(i) DR dnc VNI
1
8
0.98
7.83
-0.03



15
VNI dnc DR
3
12
2.14**
25.7**
-0.04
(j) DC dnc VNI
VNI dnc DC
1

15
8
1
1.49
3.80***
11.93
3.80***
-0.05***
-0.01
(k) FR dnc VNI
VNI dnc FR
1
1
8
4
0.15
1.72
1.23
6.69
-0.04
-0.06
(l) MR dnc VNI
VNI dnc MR
1
12
12
1
2.35**
0.90
28.16*

0.90
-0.04
-0.05
Tóm lại, trong khi mô hình phân tích hai biến cho thấy rằng thị trƣờng chứng
khoán Việt Nam không hiệu quả cả trong ngắn và dài hạn. Giá chứng khoán
dƣờng nhƣ không có mối quan hệ mật thiết với các biến trong nền kinh tế. Các
nhà đầu tƣ vẫn có khả năng kiếm đƣợc lợi nhuận vƣợt trội bằng cách phân tích
các thông tin cả tốt và xấu chứa trong các biến kinh tế vĩ mô. Điều này một lần
nữa khẳng định thị trƣờng chứng khoán Việt Nam chƣa làm tốt vai trò nhƣ một
kênh phân phối hiệu quả nguồn lực khan kiếm cho nền kinh tế cũng nhƣ chƣa đủ
hấp dẫn để thu hút các nhà đầu tƣ nƣớc ngoài. Thực tế, các nhà đầu tƣ trên thị
trƣờng hiện tại đa phần là nhà đầu tƣ ngắn hạn, đầu cơ, lƣớt sóng, Bên cạnh đó,
thay vì ngày càng trở nên hiệu quả hơn thì thị trƣờng chứng khoán Việt Nam lại
ngày càng cô lập với nền kinh tế thực. Các phân tích hai biến cũng khẳng định
rằng cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu có tác động đáng kể đến mô hình hiệu
quả của thị trƣờng Việt Nam.
4.3 KIỂM ĐỊNH GRANGER ĐA BIẾN
 Bảng 4.6: Kiểm định đồng liên kết đa biến (2000T12 đến 2009T6)
Hàm
Kiểm định
phần dư
Đồng
liên kết
ADF
PP
Có/không
1. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, M1
-3.69*
-3.71**
Có

2. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, M2
-3.97*
-4.02*
Có
3. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, DC
-3.66*
-3.29*
Có
4. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, M1
-3.69*
-3.70*
Có
5. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, M2
-3.45*
-3.54*
Có
6. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, DC
-3.36*
-3.51*
Có
7. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, M1
-3.69*
-3.83**
Có
8. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, M2
-3.82*
-4.01*
Có
9. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, DC
-3.74*

-3.85*
Có
10. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, M1
-3.62*
-3.78*
Có
11. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, M2
-3.37**
-3.59*
Có
12. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, DC
-3.82*
-3.93*
Có



16
 Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết đa biến (2000T12 đến 2008T6)
Công thức
Kiểm định
phần dư
Đồng liên kết
ADF
PP
Có/không
1. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, M1
-3.42*
-3.74*
Có

2. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, M2
-2.96*
-3.75*
Có
3. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, LR, DC
-3.66*
-3.50*
Có
4. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, M1
-3.35*
-3.35*
Có
5. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, M2
-2.57**
-3.27*
Có
6. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, IM, DR, DC
-3.03*
-3.63*
Có
7. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, M1
-3.27*
-3.47*
Có
8. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, M2
-2.77***
-3.07*
Có
9. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, LR, DC
-3.37*

-3.50**
Có
10. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, M1
-3.31*
-3.49*
Có
11. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, M2
-2.91**
-3.24*
Có
12. VNI, CP, IP, FX, FR, MR, EX, DR, DC
-4.04*
-4.12*
Có
Kết quả trên chỉ ra ba điểm quan trọng, một là, khẳng định lại những kết quả
có đƣợc từ mô hình kiểm định hai biến. Đặc biệt, khủng hoảng tài chính thực sự
có ảnh hƣởng đến sự hiệu quả của thị trƣờng. Trƣớc khủng hoảng, thị trƣờng
chứng khoán Việt Nam có thể hiệu quả ở dạng vừa về mặt thông tin đối với các
biến tiền tệ. Hai là, suất sinh lợi của chứng khoán vẫn biến động khá xa so với
mức cân bằng dài hạn. Kết quả cho thấy 7% - 19% của sai số là đƣợc thị trƣờng
điều chỉnh trong tháng tới. Do đó, sự điều chỉnh diễn ra nhanh hơn trong trƣờng
hợp hai biến. Sự phản ứng của giá chứng khoán đến mức cân bằng trong dài hạn
một lần nữa cho thấy mối quan hệ nhân quả giữa giá chứng khoán và các biến
kinh tế vĩ mô trong dài hạn. Thứ ba, hoạt động kinh tế thực dƣờng nhƣ không
hoàn toàn tách biệt với thị trƣờng chứng khoán. Trong cả hai giai đoạn, trƣớc và
sau khủng hoảng, các giá trị trễ của biến sản lƣợng công nghiệp, nhập khẩu và
xuất khẩu có tác động đến giá chứng khoán hiện tại. Nhƣ vậy, trong cả phân tích
hai biến và đa biến, đều đi đến một kết luận là thị trƣờng chứng khoán Việt Nam
không hiệu quả về mặt thông tin.

17
 Bảng 4.8: Kiểm định Granger đa biến (2000T12 đến 2009T6)
Công
thức
Kiểm định Granger
ECM
CP
IP
M1
M2
LR
DR
IM
EX
FX
FR
MR
DC
Eq.1 [1]
0.73
7.57*
0.10
-
4.23**
-
7.36*
-
0.66

0.26
0.02
-
-0.119*
Eq.2 [1]
0.02
5.77**
-
0.006
8.53*
-
10.34*
-
1.46
0.013
0.804
-
-0.189*
Eq.3 [1]
0.74
1.73
-
-
7.11*
-
5.99**
-
2.64***
0.46
2.66***

5.63**
-0.076*
Eq.4 [1]
0.01
7.43*
0.01
-
-
0.56
6.41**
-
0.96
0.01
0.05
-
-0.135*
Eq.5 [1]
0.18
4.34**
-
0.03
-
1.77
10.99*
-
0.96
0.001
0.41
-
-0.177*

Eq.6 [1]
0.01
1.11
-
-
-
2.58***
6.54*
-
1.20
1.04
3.12***
6.77*
-0.087*
Eq.7 [1]
0.08
6.59*
0.21
-
4.11**
-
-
3.15***
0.41
0.18
0.004
-
-0.11**
Eq.8 [1]
0.001

6.67*
-
0.05
5.72**
-
-
4.99**
0.99
0.18
0.39
-
-0.166*
Eq.9 [1]
0.50
2.39
-
-
5.93**
-
-
3.43***
1.83
0.25
2.35
7.49*
-0.071*
Eq.10 [1]
0.05
7.06*
0.04

-
-
1.80
-
4.60**
0.11
0.00
0.07
-
-0.109**
Eq.11 [1]
0.33
5.94**
-
0.00
-
2.61***
-
8.43*
0.21
0.005
0.627
-
-0.165*
Eq.12 [1]
0.001
2.42
-
-
-

3.55***
-
6.73*
0.55
0.31
2.16
8.11*
-0.068*
 Bảng 4.9: Kiểm định Granger đa biến (2000T12 đến 2008T6)
Công
thức
Kiểm định Granger
ECM
CP
IP
M1
M2
LR
DR
IM
EX
FX
FR
MR
DC



18
Eq.1 [2]

0.65
5.33***
0.33
-
7.17**
-
3.68
-
6.07**
0.63
1.120
-
-0.106*
Eq.2 [1]
1.65
6.55*
-
0.08
3.48***
-
3.65***
-
0.85
0.96
0.057
-
-0.244*
Eq.3 [2]
1.86
1.93

-
-
5.56***
-
3.66
-
10.16*
0.33
3.22
1.13
-0.026*
Eq.4 [1]
2.27***
5.29**
0.65
-
-
0.00
7.67*
-
1.08
0.28
0.01
-
-0.200*
Eq.5 [1]
0.88
3.98**
-
0.46

-
0.01
10.44*
-
0.75
0.03
1.22
-
-0.211*
Eq.6 [1]
3.55***
0.81
-
-
-
0.13
6.89*
-
0.19
0.35
3.97**
2.38
-0.183*
Eq.7 [1]
1.43
9.23*
0.07
-
0.05
-

-
0.00
2.22
0.74
0.00
-
-0.138*
Eq.8 [1]
0.29
8.77*
-
0.00
0.61
-
-
1.05
1.14
0.57
0.49
-
-0.183*
Eq.9 [1]
1.83
3.59***
-
-
0.21
-
-
0.60

0.11
0.00
1.58
3.71***
-0.063*
Eq.10 [1]
0.16
9.09*
0.00
-
-
0.12
-
2.31
1.65
0.08
1.25
-
-0.179*
Eq.11 [1]
0.66
10.63*
-
0.00
-
0.14
-
6.54*
1.19
0.05

2.79***
-
-0.196*
Eq.12 [1]
0.64
2.43
-
-
-
0.57
-
7.04*
0.02
1.43
7.78*
8.33*
-0.132*



19
CHƯƠNG 5
KẾT LUẬN VÀ ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH

Chƣơng này sẽ tổng hợp các kiểm định đã đƣợc tiến hành nhằm trả lời cho các
câu hỏi nghiên cứu, và cũng để giải quyết các vấn đề nghiên cứu đã đƣợc đặt ra.
5.1 CÁC KẾT LUẬN CHÍNH
Nhìn chung, các kết quả trên đã có thể giúp trả lời đƣợc các câu hỏi nghiên
cứu. Đầu tiên, thay đổi “quá khứ” của các biến kinh tế vĩ mô có thể giải thích
đƣợc sự thay đổi “hiện tại” trong giá chứng khoán, vì thị trƣờng chứng khoán

Việt Nam không hiệu quả về mặt thông tin. Thứ hai, thị trƣờng Việt Nam mất
khá nhiều thời gian để có thể điều chỉnh về mức cân bằng dài hạn khi có bất kỳ
cú “shock” nào diễn ra trong nền kinh tế, vì hệ số rất nhỏ. Thứ ba, các nhà
hoạch định chính sách không thể dùng thị trƣờng chứng khoán nhƣ một chỉ báo
trong việc ra các chính sách bình ổn nền kinh tế, bởi vì mối quan hệ nhân quả
ngƣợc lại từ giá chứng khoán đến các biến kinh tế vĩ mô rất yếu. Thứ tƣ, khủng
hoảng tài chính toàn cầu làm cho sự không hiệu quả trên thị trƣờng chứng khoán
Việt Nam thêm trầm trọng, vì thị trƣờng đã hiệu quả với các biến tiền tệ từ trƣớc
khủng hoảng nhƣng lại biến mất sau đó.
Đặc biệt, kết quả từ phân tích mô hình hai biến cho thấy thị trƣờng Việt Nam
không hiệu quả về mặt thông tin cả trong ngắn và dài hạn. Thị trƣờng gần nhƣ
hoạt động tách biệt với nền kinh tế thực. Các nhà đầu tƣ có thể tìm đƣợc lợi
nhuận vƣợt trội khi phân tích các thông tin chứa trong các biến kinh tế vĩ mô.
Điều này cũng cho thấy thị trƣờng chƣa làm tốt vai trò phân phối nguồn lực khan
hiếm trong nền kinh tế cũng nhƣ chƣa đủ hấp dẫn để thu hút các nhà đầu tƣ nƣớc
ngoài. Thực tế, các nhà đầu tƣ nƣớc ngoài ở thị trƣờng Việt Nam hiện tại đa phần
là đâu tƣ ngắn hạn (đầu cơ). Sẽ rất nguy hiểm cho nền kinh tế khi có bất kỳ biến
động nào, một luồng vốn sẽ bị rút ra khỏi nền kinh tế, gây áp lực rất lớn cho cán
cân thanh toán và tỷ giá hối đoái. Về khía cạnh nền kinh tế, khi thị trƣờng không
hiệu quả về mặt thông tin, đặc biệt là đối với các biến kinh tế vĩ mô, rất khó cho
các nhà làm chính sách nhận ra đƣợc vai trò của chính sách tiền tệ. Tuy nhiên,
đứng trên quan điểm của nhà đầu tƣ, phân tích cơ bản vẫn còn có ý nghĩa đối với
các quyết định đầu tƣ của họ. Do đó, các công ty với các chuyên viên phân tích
giỏi sẽ có lợi thế trong một thị trƣờng không hiệu quả. Ngoài ra, thay vì ngày
càng trở nên hiệu quả, thị trƣờng ngày càng tách rời các hoạt động kinh tế thực.
Và khủng hoảng tài chính toàn cầu vừa qua đã có những ảnh hƣởng lớn đến thị
trƣờng chứng khoán Việt Nam. Kết quả từ mô hình phân tích đa biến một lần nữa
cho thấy rằng thị trƣờng chứng khoán Việt Nam không hiệu quả về mặt thông tin.

20
5.2 ĐỀ XUẤT CHÍNH SÁCH
Trƣớc hết, các thông tin vĩ mô nên đƣợc công bố một cách nhanh chóng,
chính xác và kịp thời. Thứ hai, công bố công khai, minh bạch các thông tin liên
quan đến các doanh nghiệp niêm yết. Thứ ba, cải thiện tính thanh khoản trên thị
trƣờng, khuyến khích các doanh nghiệp niêm yết, quản lý chặc chẽ và xử lý
nghiêm các hành vi vi phạm, giao dịch nội gián trên thị trƣờng giúp thị trƣờng
thực hiện tốt vai trò là kênh huy động vốn cho nền kinh tế.

5.3 NGHIÊN CỨU CẦN TIẾN HÀNH THÊM
Nghiên cứu này góp phần cung cấp một tài liệu tham khảo cho những ai có quan
tâm đến giả thiết thị trƣờng hiệu quả và thị trƣờng chứng khoán Việt Nam. Trƣớc
hết, bên cạnh VN-Index của Sở giao dịch Tp.HCM, có thể tiến hành một nghiên
cứu tƣơng tự cho Sở giao dịch Hà Nội để có bức tranh đầy đủ về thị trƣờng
chứng khoán Việt Nam. Ngoài ra, cần tiến hành một nghiên cứu so sánh giữa thị
trƣờng Việt Nam và thị trƣờng các nƣớc lân cận để tìm ra giải pháp trong việc
cạnh tranh thu hút vốn từ các nhà đầu tƣ nƣớc ngoài. Bên cạnh đó, sẽ rất hữu ích
nếu tiến hành kiểm định nhân quả Granger cho các chỉ số giá chứng khoán quốc
tế để biết liệu thị trƣờng Việt Nam có mở đối với thế giới tài chính bên ngoài
không. Và thay vì sử dụng cách tiếp cận EG nhƣ trên, có thể sử dụng cách tiếp
cận Johansen. Cuối cùng, cần phải nghiên cứu thêm về cách thức cải thiện tính
hiệu quả trên thị trƣờng chứng khoán Việt Nam trong các năm tới để có đƣợc các
đề xuất chính sách chi tiết hơn.



21
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Abdullah, D.A. & Hayworth, S.C., 1993, Macroeconometrics of Stock Price

Fluctuations. Quarterly Journal of Business and Economics, 32(1), p. 46- 63.
Abeysekera, S.P., 2001, Efficient Markets Hypothesis and the Emerging Capital
market in Sri Lanka: Evidence from the Colombo Stock Echange - A Note.
Journal of Business Finance and Accounting, 28 (1), p. 249-261.
Antoniou, A. & Ergul, N., 1997. Market Efficiency, Thin Trading and Non-
linear Behaviour: Evidence from a merging market. European Financial
Management, 3 (2), p. 175-190.
Asteriou, D. & Hall, S.G., 2007, Applied Econometrics: A Modern Approach
Using Eviews and Microfit, Revised Edition. Palgrave Macmillan.
Atmadja, A.S., 2005, The Granger Causality Tests for the Five ASEAN
Countries’ Stock Markets and Macroeconomic Variables During and Post the
1997 Asian Financial Crisis. Jurnal Manajemen & Kewirausahaan, 7(1).
Azad, A.S.M.S., 2009. Efficiency, Cointegration and Contagion in Equity
Markets: Evidence from China, Japan and South Korea. Asian Economic
Journal, 23 (1), p. 93-118.
Beenstock, M. & Chan, K.F., 1998, Economic Forces in the London Stock
Market, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 50(1).
Bhattacharya, B. & Mukherjee, J., 2006. The Nature of the Causal Relationship
between Stock Market and Macroeconomic Aggregates in India: An
Empirical Analysis.
Chen, N.F., 1991, Financial Investment Opportunity and the Macroeconomy.
Journal of Business, 59(3), p. 383-403.
Cheng, A.C.S., 1995, The U.K Stock Market and Economic Factors: a New
Approach. Journal of Business Finance and Accounting, 22(1), p. 129-142.



22
Clarke, J., Jandik, T. & Mandelker, G. Avalable at: http://www.e-m-
h.org/ClJM.pdf [Accessed 08 June 2009].

Damodaran, A., 2002. Corporate Finance: Theory and Practice. Second Edition.
New York: John Wiley & Sons, Inc.
Damodaran, A., 2002. Investment Valuation. Second Edition. New York:
McGraw-Hill.
Dickey, D. A. & Fuller, W. A., 1979, Distributions of the estimators for
autoregressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical
Association, 74, p. 423–431.
Dickinson, J.P. & Muragu, K., 1994. Market Efficiency in Developing
Countries: A Case Study of the Nairobi Stock Exchange. Journal of Business
Finance and Accounting, 21 (1), p. 133-150.
Engle, R. F. & Granger, C. W. J., 1987, Co-integration and error correction
estimates: representation, estimation, and testing. Econometrica, 55, p. 251–
276.
Fama, E.F., 1970. Efficient Capital Markets: A Review of Theory and Empirical
Work. Journal of Finance, 25, p. 383-417.
Fama, E.F., 1981, Stock Returns, Real Activity, Inflation, and Money. American
Economic Review, 71, p. 545-65
Feridum, M., 2006. Long-run relationship between economic growth and stock
returns: An empirical investigation on Canada and the United States. MPRA
Paper, 737.
Giovanini, A. & Jorion, P., 1987, Interest Rate and Risk Premia in the Stock
Market and in the Foreign Exchange Market. Journal of International Money
and Finance, March 1987, p. 107-23.
Gujarati, D.N., 2003. Basic econometrics. Fourth Edition. New York: McGraw-
Hill.