KIỂM CHỨNG TÍNH HIỆU QUẢ VỀ MẶT THÔNG TIN CỦA THN TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM

KIỂM CHỨNG TÍNH HIỆU QUẢ VỀ MẶT THÔNG TIN CỦA
THN TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM
Nguyễn Thị Bảo Khuyên
Khoa Kinh tế Phát triển, Đại học Kinh tế TP.HCM

Tóm tắt
Thông qua việc phân tích mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá
chứng khoán, nghiên cứu này tiến hành kiểm định xem trong thời gian qua thị trường
chứng khoán Việt Nam có hiệu quả về mặt thông tin hay không. Để kiểm chứng điều
này, đề tài sử dụng các mô hình kiểm định nhân quả Granger hai biến (Granger
causality test) và mô hình hiệu chỉnh sai số (error correction mechanism). Kết quả
nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô với chỉ số
giá chứng khoán và thị trường chứng khoán Việt Nam vẫn chưa hiệu quả về mặt
thông tin. Vì thế, có thể có một số nhà đầu tư vẫn đang khai thác sự không hiệu quả
này nhằm tìm kiếm lợi nhuận siêu ngạch.

1. GIỚI THIỆU
Giả thuyết thị trường hiệu quả cho rằng “không ai có thể khôn hơn thị trường
chứng khoán”, ở đó, mọi thông tin mới liên quan đều được các nhà đầu tư nắm bắt
và phản ánh chúng vào giá cả thị trường. Tại bất kỳ thời điểm nào, thị trường cũng
xử lý kịp thời những thông tin mới nhất hiện có. Một thị trường chỉ được xem là hiệu
quả khi nó đồng thời hiệu quả ở cả ba mặt: phân phối, hoạt động và thông tin. Thị
trường hiệu quả về mặt phân phối khi các nguồn lực khan hiếm trong nền kinh tế
được đưa đến nơi sử dụng một cách tốt nhất và hiệu quả nhất. Thị trường được xem
là hiệu quả về mặt hoạt động nếu có chi phí giao dịch thấp. Và thị trường hiệu quả về
mặt thông tin là khi giá cả trên thị trường phản ánh một cách đầy đủ và tức thời tất cả
các thông tin sẵn có trên thị trường. Ba khía cạnh trên, với sự phụ thuộc, gắn bó lẫn
nhau, cùng nhau hình thành nên một thị trường chứng khoán hiệu quả. Nhưng ở đây,
để xem xét vấn đề hiệu quả về mặt thông tin, giả thuyết thị trường hiệu quả thường
giả định rằng thị trường đã hiệu quả về mặt phân phối và hoạt động. Vì thế, thị
trường hiệu quả được định nghĩa như sau: “thị trường hiệu quả là thị trường trong

đó giá cả của các chứng khoán đã phản ánh đầy đủ, tức thời tất cả các thông tin sẵn
có trên thị trường”. Nói cách khác, giá chứng khoán được sẽ xác định tại mức cân
bằng dài hạn, việc giá chứng khoán tăng hay giảm là do và chỉ do nó phản ứng với
các thông tin mới. Có ba hình thức thị trường hiệu quả:
Thị trường hiệu quả dạng yếu giả định rằng giá cả và dữ liệu quá khứ đã được
phản ánh đầy đủ trong giá chứng khoán.
Thị trường hiệu quả trung bình cho rằng giá chứng khoán đã hàm chứa tất cả
các thông tin được công bố liên quan đến doanh nghiệp niêm yết. Ngoài những thông
tin trong quá khứ, thì những thông tin cơ bản của công ty mà nhà đầu tư dễ dàng có
được như: năng lực sản xuất, năng lực quản lý, báo cáo tài chính, thông tin về đối thủ
cạnh tranh, các dự đoán khác về tình hình hoạt động, và những thông tin mang tính
1


chất như các đánh giá, dự báo, tin đồn đều được hầu hết các nhà đầu tư đưa vào để
xác định giá.
Thị trường hiệu quả dạng mạnh thì giả định rằng các thông tin cần thiết có
liên quan đến doanh nghiệp niêm yết, kể cả thông tin nội gián cũng đã bao gồm trong
giá chứng khoán. Điều này nói lên rằng thị trường phản ứng nhanh với bất kỳ thông
tin nào, khả năng tìm kiếm lợi nhuận siêu ngạch là không thể, cũng không còn tồn tại
giao dịch nội gián. Thị trường dạng này không cho phép phân tích cơ bản lẫn kỹ
thuật tồn tại.
Thị trường chứng khoán Việt Nam là một thị trường mới nổi, nó hình thành
trước sự đòi hỏi bức bách của quá trình hội nhập và hiện đại hoá nền kinh tế, nên
những vấn đề cần thiết để thị trường phát triển và hoạt động một cách ổn định, bền
vững chưa được quan tâm đúng mức. Vì thế, trong thời gian qua, thị trường đã có
những biến động bất thường, giá các cổ phiếu khi thì tăng đến mức cực nóng, lúc thì
giảm xuống mức cực lạnh. Hiện nay, chỉ số giá chứng khoán VN-Index là một trong
những chỉ số có mức tăng nhanh nhất thế giới. Dù mức tăng trưởng nhanh của thị
trường là một tín hiệu khả quan cho quá trình phát triển của nền kinh tế nói chung và

thị trường chứng khoán nói riêng, nhưng điều đáng lo là thị trường lại có dấu hiệu
tăng trưởng nóng. Theo các chuyên gia, tình trạng giá các chứng khoán niêm yết
tăng cùng tăng, giảm cùng giảm, bất chấp kết quả hoạt động sản xuất kinh doanh của
các doanh nghiệp chỉ có ở thị trường chứng khoán Việt Nam. Đây là điều rất bất
thường cho thấy thị trường có thể đang trong tình trạng không hiệu quả, có thể chưa
là một “phong vũ biểu” thực sự của nền kinh tế. Vì thế, mục tiêu của bài viết này là
nhằm xem xét thị trường chứng khoán Việt Nam đã hiệu quả về mặt thông tin hay
chưa? Nó có thực sự là một “hàn biểu thử” của nền kinh tế hay không?
Thông thường, với vai trò như một “phong vũ biểu”, mọi thay đổi trong nền
kinh tế đều tác động đến thị trường chứng khoán trước tiên. Vì vậy, sự biến động của
các yếu tố kinh tế vĩ mô chắc chắn cũng sẽ ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán.
Nhưng ảnh hưởng như thế nào, giữa chúng có mối quan hệ gì và mối quan hệ đó nói
lên đuợc điều gì thì khi nhìn vào các biểu hiện bên ngoài không ai có thể biết được,
đặc biệt là ở một thị trường mới hình thành, còn non trẻ. Và đề tài này sẽ tập trung
làm rõ hơn các mối quan hệ đó. Humpe (2005) dựa vào mô hình định giá chứng
khoán Gordon để đi đến kết luận rằng giá chứng khoán phụ thuộc vào cổ tức nhận
được trong hiện tại, tương lai và suất chiết khấu. Mà cổ tức lại phụ thuộc nhiều vào
thu nhập doanh nghiệp, nhân tố chịu tác động của các biến kinh tế vĩ mô như: cung
tiền, tăng trưởng, lạm phát, lãi suất, .... Như thế, có thể thấy rằng chỉ số giá chứng
khoán cũng bị ảnh hưởng bởi các biến kinh tế vĩ mô đó.
Mối quan hệ qua lại giữa các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán
được nhiều nhà nghiên cứu trên thế giới quan tâm. Hầu hết các tác giả này đều sử
dụng mô hình kiểm định nhân quả Granger hai biến và mô hình VAR (Vector
Autoregression). Tuy nhiên, kết quả còn tùy thuộc vào thời gian và điều kiện kinh tế
cụ thể của từng quốc gia. Fama (1981) chỉ ra rằng, trừ lạm phát, tất cả các biến kinh
tế vĩ mô đều có mối quan hệ dương với chỉ số giá chứng khoán. Malliaris và Urrutia
(1991) thì cho thấy thị trường chứng khoán là nhân tố thúc đNy các hoạt động kinh tế
thực của Mỹ, nghĩa là thị trường chứng khoán có tác động đến các biến kinh tế vĩ
mô. Ở Anh, nghiên cứu của Thornton (1993) về sự thay đổi trong tỉ suất sinh lợi của
2

chứng khoán có xu hướng ảnh hưởng đến thu nhập thực của nền kinh tế. Tương tự,
Chang (1989), và Chen (1986), cũng tìm ra mối quan hệ chặt chẽ giữa thị trường
chứng khoán và hoạt động kinh tế ở Trung Quốc. Và Mok (1993) cho thấy không có
mối quan hệ gì giữa lãi suất và suất sinh lợi chứng khoán trên thị trường Hangseng
(Hồng Kông).

2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Để kiểm chứng tính hiệu quả về mặt thông tin, đề tài sẽ phân tích quan hệ
giữa các biến chỉ số giá chứng khoán VN-Index (VNIt), sản lượng công nghiệp (IOt),
tỉ lệ lạm phát (CPIt), tỉ giá hối đoái (Et), lãi suất cho vay (Rt), và thay đổi cung tiền
(Mt) thông qua mô hình nhân quả Granger hai biến và hiệu chỉnh sai số.

2.1 Mô hình nhân quả Granger
Từ mối quan hệ nhân quả có được từ phương trình (1) và (2) ta có thể biết được
thị trường chứng khoán có hiệu quả về mặt thông tin hay không đối với biến sản
lượng công nghiệp.
n

m

i=1

j =1

IOt = α0 + ∑ αiVNI t − i + ∑ β j IOt − j + θ1CPIt + θ2Et + θ3Rt + θ4Mt + u1t
n

m

i =1

j =1

VNIt = λ0 + ∑ λiVNI t −i + ∑ δ j IOt − j + θ1CPIt + θ2Et + θ3Rt + θ4Mt + u2t

(1)

(2)

Và có thể xảy ra một trong bốn trường hợp sau đây:
(1) Tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa sản lượng công nghiệp và chỉ số giá
chứng khoán: nếu các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến chỉ số giá chứng
khoán (VNIt-i) ở phương trình (1) khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê (Σαi ≠ 0)
và các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) ở
phương trình (2) khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê (Σδj ≠ 0).
(2) Tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ sản lượng công nghiệp đến chỉ số giá
chứng khoán: nếu các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến chỉ số giá chứng
khoán (VNIt-i) ở phương trình (1) bằng 0 (Σαi = 0) và các hệ số ước lượng của các
biến trễ của biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) ở phương trình (2) khác 0 một
cách có ý nghĩa thống kê (Σδj ≠ 0).
(3) Không tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa sản lượng công nghiệp và chỉ số giá
chứng khoán: nếu các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến chỉ số giá chứng
khoán (VNIt-i) ở phương trình (1) bằng 0 (Σαi = 0) và các hệ số ước lượng của các
biến trễ của biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) ở phương trình (2) bằng 0 một
cách có ý nghĩa thống kê (Σδ j= 0).
(4) Mối quan hệ nhân quả một chiều từ chỉ số giá chứng khoán đến sản lượng công
nghiệp tồn tại nếu các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến chỉ số giá chứng
khoán (VNIt-i) ở phương trình (1) khác 0 một cách có ý nghĩa thống kê (Σαi ≠ 0)

và các hệ số ước lượng của các biến trễ của biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) ở
phương trình (2) bằng 0 một cách có ý nghĩa thống kê (Σδj = 0).
3


Theo Wing – Keung Wong (2005, 10), một thị trường chứng khoán thật sự
hiệu quả về mặt thông tin đối với biến sản lượng công nghiệp nếu không có mối
quan hệ nhân quả hai chiều nào giữa biến chỉ số giá chứng khoán và biến sản lượng
công nghiệp hoặc chỉ một chiều từ biến chỉ số giá chứng khoán đến biến sản lượng
công nghiệp. Ngược lại, sẽ là một thị trường không hiệu quả về mặt thông tin khi có
mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa biến chỉ số giá chứng khoán và biến sản lượng
công nghiệp. Và nếu có mối quan hệ nhân quả một chiều từ biến sản lượng công
nghiệp sang biến chỉ số giá chứng khoán thì thị trường chứng khoán cũng không
hiệu quả về mặt thông tin. Lập luận tương tự cho mối quan hệ giữa biến chỉ số giá
chứng khoán và bốn biến kinh tế vĩ mô còn lại.
Điều kiện để thực hiện kiểm định nhân quả Granger:
(1) Các biến kinh tế vĩ mô và chỉ số giá chứng khoán phải là các chuỗi dừng hoặc
đồng liên kết.
(2) Kết quả kiểm định Granger rất nhạy cảm với số biến trễ đưa vào mô hình. Nếu độ
trễ được chọn bé hơn độ trễ thực sự, thì việc bỏ sót biến trễ thích hợp có thể làm
chệch kết quả. Ngược lại, nếu lớn hơn, thì số biến trễ không thích hợp trong mô
hình sẽ làm cho các ước lượng không hiệu quả.
(3) Các phần dư không có hiện tượng tương quan. Nếu có hiện tượng tương quan cần
phải thực hiện việc chuyển sang một dạng mô hình thích hợp hơn.
Các bước thực hiện kiểm định nhân quả Granger:
(1) Hồi qui phương trình (1) không có các biến trễ của chỉ số giá chứng khoán, và
lưu giá trị tổng bình phương phần dư (RSSR).
(2) Hồi qui phương trình (1) kể cả các biến trễ của chỉ số giá chứng khoán, và lưu giá
trị tổng bình phương phần dư (RSSUR).
(3) Xác định giả thuyết H0: Σαi = 0 (chỉ số giá chứng khoán không tác động đến sản

lượng công nghiệp).
(4) Kiểm định giả thuyết bằng cách áp dụng thống kê F, như sau:
F=

(RSS R − RSSUR )/m
RSSUR /(n − k)

m = số biến trễ của chỉ số giá chứng khoán trong mô hình (số ràng buộc)
k = số biến giải thích trong mô hình không ràng buộc (nếu mô hình hồi qui có
hệ số cắt thì bậc tự do của mẫu số là n – k – 1).
(5) Nếu giá trị Ftính toán > Ftra bảng (α, m, n – k), ta bác bỏ H0, nghĩa là các biến trễ của
chỉ số giá chứng khoán có ý nghĩa và phải được đưa vào mô hình.
(6) Lặp lại các bước từ 1 đến 5 cho phương trình (2), và thực hiện tương tự cho các
biến kinh tế vĩ mô khác với biến chỉ số giá chứng khoán.

4


2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết
Theo Basabi (2006), để tránh hiện tượng hồi qui tương quan giả (spurious
regression) khi hồi qui một chuỗi thời gian không dừng với một hoặc nhiều chuỗi
thời gian không dừng khác thì các biến trong mô hình hồi qui phải dừng hoặc đồng
liên kết (cointegration). Điều này xảy ra là do việc ước lượng các hệ số hồi qui
không chỉ gồm ảnh hưởng của biến độc lập đến biến phụ thuộc mà còn bao hàm cả
yếu tố xu thế. Granger và Newbold cho rằng R2 > DW (Durbin Watson) là dấu hiệu
cho biết kết quả ước lượng có thể do hiện tượng hồi qui tương quan giả (Gujarati,
1999, 455). Có nhiều cách để nhận dạng một chuỗi thời gian là dừng hay không
dừng, nhưng theo Gujarati (2003, 814), kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) là
một cách kiểm định được sử dụng phổ biến trong thời gian gần đây.

a. Kiểm định nghiệm đơn vị
Giả sử xét tính dừng của biến chỉ số giá chứng khoán (VNIt):
VNIt = ρVNIt-1 + ut

(-1 ≤ ρ ≤ 1)

(3)

Trong đó ut là nhiễu trắng (white noise), nghĩa là ut có trung bình bằng không,
phương sai không đổi và hiệp phương sai bằng không.
Nếu ρ = 1, VNIt là một chuỗi không dừng. Tuy nhiên, thay vì kiểm định giả
thuyết H0: ρ = 1, người ta thường chuyển hóa (3) như sau:
∆VNIt = δVNIt-1 + ut

(4)

và kiểm định giả thuyết H0: δ = 0 (VNIt là chuỗi không dừng), H1: δ < 0 (VNIt là
chuỗi dừng).
Gujarati (2003, 815), Dickey và Fuller cho rằng với giả thuyết H0: δ = 0, giá
trị t ước lượng của hệ số VNIt-1 sẽ theo phân phối xác suất τ (tau statistic, τ = giá trị δ
ước lượng/sai số của hệ số δ). Kiểm định thống kê τ còn được gọi là kiểm định
Dickey – Fuller (DF). Kiểm định DF được ước lượng dưới 3 dạng:
∆VNIt = δVNIt-1 + ut

(4)

∆VNIt = β1 + δVNIt-1 + ut

(5)

∆VNIt = β1 + β2TIME + δVNIt-1 + ut

(6)

Để kiểm định H0 ta so sánh giá trị thống kê τ tính toán với giá trị thống kê τ
tra bảng DF. Kiểm định DF giả định rằng các số hạng ut không tương quan. Tuy
nhiên, theo Howard White (1998, 352) có thể có hiện tượng tương quan chuỗi giữa
các ut do thiếu biến, nên người ta thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF
(Augmented Dickey – Fuller). Kiểm định này được thực hiện bằng cách đưa thêm
vào phương trình (6) các biến trễ của sai phân biến phụ thuộc ∆VNIt, ví dụ:
∆VNIt = β1 + β2TIME + δVNIt-1 + αi Σ∆VNIt-i + εt

(7)

Theo một số chuyên gia kinh tế lượng, nếu phát hiện chuỗi thời gian là không
dừng thì phải chuyển chúng thành chuỗi dừng. Nhưng ở đây, việc chuyển hoá chuỗi
5


dữ liệu sang dạng sai phân như thế là không cần thiết vì điều đó chỉ có ý nghĩa trong
dự báo ngắn hạn. Vì thế, khi phát hiện chuỗi thời gian không dừng sẽ đưa ra dấu hiệu
cảnh báo người phân tích nên kiểm tra tính đồng liên kết cho các kết quả hồi qui.

b. Kiểm định đồng liên kết
Gujarati (1999, 460) cho rằng mặc dù các chuỗi thời gian không dừng nhưng
rất có thể vẫn tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa chúng nếu các chuỗi thời
gian đó đồng liên kết – nghĩa là phần dư từ mô hình hồi qui của các chuỗi thời gian
không dừng là một chuỗi dừng. Giả sử hồi qui biến chỉ số giá chứng khoán với các
biến sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay, và thay
đổi cung tiền như sau:

VNIt = β0 + β1IOt + β2CPIt + β3Et + β4Rt + β5Mt + ut

(8)

Nếu ut là một chuỗi dừng, thì kết hợp tuyến tính đã triệt tiêu tính xu thế trong
các chuỗi thời gian, và kết quả hồi qui của phương trình (8) thực sự có ý nghĩa.
Trong trường hợp này các biến được gọi là đồng liên kết và theo ngôn ngữ kinh tế
học thì giữa chúng có mối quan hệ dài hạn. Kiểm định đồng liên kết trước khi thực
hiện các kiểm định thống kê thông thường khác sẽ giúp tránh trường hợp hồi qui
tương quan giả (Gujarati, 2003, 822).

2.3 Mô hình hiệu chỉnh sai số
Gujarati (2003, 824), khi hai biến đồng liên kết, giữa chúng có mối quan hệ
dài hạn, đang ở trạng thái cân bằng dù có thể không cân bằng trong ngắn hạn. Để
phân tích ảnh hưởng của xu hướng thay đổi ngắn hạn lên cân bằng trong dài hạn, các
nghiên cứu trước đây đã sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số. Mô hình này được sử
dụng bằng cách đưa thêm phần dư trong phương trình (8) vào phương trình (9) như
một cơ chế hiệu chỉnh ngắn hạn để hướng đến cân bằng dài hạn của chỉ số giá chứng
khoán.

∆VNIt = a0 + a1∆IOt + a2∆CPIt + a3∆Et + a4∆Rt + a5∆Mt +δECt-1 + εt

(9)

Trong đó: ECt = VNIt - β0 - β1IOt - β2CPIt - β3Et - β4Rt - β5Mt
Phần dư trong mô hình (9) có thể có hiện tượng tương quan chuỗi, nên Jeffrey
M.Wooldridge (2003, 621) đề xuất đưa thêm biến trễ của biến phụ thuộc (∆VNIt-i).
Vậy phương trình (9) có thể được viết lại như sau:

∆VNIt = a0 + a1∆IOt + a2∆CPIt + a3∆Et + a4∆Rt + a5∆Mt + a6∆VNIt-1 + δECt-1

+ εt
(10)
Gọi VNIt* là giá trị chỉ số giá chứng khoán ở trạng thái cân bằng dài hạn được
∧

ước tính từ phương trình (8), giá trị chỉ số giá chứng khoán trong ngắn hạn VNI t =
∧

VNI t −1 + ∆VNIt, và ∆VNIt được ước tính từ phương trình (10) không kể phần δECt-1.

Nếu δ thực sự khác không một cách có ý nghĩa thống kê, thì trong ngắn hạn
∧

mô hình (8) không ở trạng thái cân bằng. ECt-1 > 0, thì VNI t −1 sẽ cao so với mức cân
6


bằng dài hạn. Vì δ được kỳ vọng là âm (do bản thân δ là hệ số hiệu chỉnh), δECt-1 <
∧

0, nên VNI t sẽ được điều chỉnh giảm trong giai đoạn sau để trở về mức cân bằng.
∧

∧

Ngược lại, nếu ECt-1 < 0 ( VNI t −1 dưới mức cân bằng), δECt-1 > 0, nên VNI t sẽ được
điều chỉnh tăng trong giai đoạn sau. Vì vậy, giá trị tuyệt đối của δ quyết định tốc độ
phục hồi lại trạng thái cân bằng dài hạn của chỉ số giá chứng khoán.

2.4 Độ trễ tối ưu Hsiao

Qui trình xác định độ trễ tối ưu Hsiao gồm hai bước. Bước một, thực hiện các
phương trình tự hồi qui cho biến phụ thuộc. Trong phương trình hồi qui đầu tiên ta
cho biến phụ thuộc trễ một giai đoạn. Trong mỗi phương trình hồi qui tiếp theo ta
đưa thêm một biến trễ của biến phụ thuộc vào. Với m phương trình hồi qui, ta có:
m

VNIt = α +

∑ β VNI
i =1

i

t −i

+ ε1t

(11)

Tính FPE (final prediction error) cho mỗi phương trình theo công thức sau đây:
FPE(m) =

T +m+1
RSS(m)/T
T -m-1

T là số quan sát; RSS là tổng bình phương phần dư. Độ trễ tối ưu m* là độ trễ có FPE
bé nhất. Các phần mềm kinh tế lượng hiện tại đều cung cấp sẵn giá trị FPE.
Bước hai, một khi m* đã được xác định, ước lượng các phương trình hồi qui
cho các biến khác theo trình tự như trên để xác định độ trễ tối ưu n*.

VNIt = α +
FPE(m*, n) =

m*

n

i =1

j =1

∑ βiVNIt −i + ∑ γ j IOt −i + ε2t

(12)

T + m * +1
RSS(m*, n)/T
T - m * -1

2.5 Thu thập và phân tích dữ liệu
Dữ liệu các biến trong mô hình sẽ được thu thập theo tháng từ tháng 7 năm
2000 đến tháng 3 năm 2007. Số liệu VN-Index theo ngày được lấy từ Công ty chứng
khoán Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam (www.bsc.com.vn) và biến chỉ số giá
chứng khoán được tính bằng cách lấy chỉ số giá cuối tháng của chỉ số giá chứng
khoán VN-Index. Số liệu sản lượng công nghiệp lấy từ Tổng Cục Thống Kê Việt
Nam. Tỉ lệ lạm phát (phần trăm thay đổi trong CPI), lãi suất cho vay, và tỉ giá hối
đoái lấy từ IFS CD-ROM (International Financial Statistics, IMF). Đề tài sử dụng
phần mềm Excel và Stata để phân tích dữ liệu và ước lượng các mô hình kinh tế
lượng. Ngoài ra, phần mềm MetaStock được sử dụng để hỗ trợ việc thu thập dữ liệu
về giá chứng khoán của tất cả các cổ phiếu hiện đang niêm yết trên thị trường chứng

khoán TP.HCM.

7


3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị
Từ kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ta nhận thấy hầu hết các biến trong mô
hình là các chuỗi thời gian không dừng. Điều này hàm ý rằng trước khi sử dụng các
kết quả hồi qui cho việc phân tích mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán
và các biến kinh tế vĩ mô cũng như kiểm chứng tính hiệu quả về mặt thông tin của
thị trường chứng khoán Việt Nam, đề tài sẽ kiểm định xem có tồn tại sự đồng liên
kết giữa các biến trong các mô hình hồi qui hay không.

3.2 Độ trễ tối ưu Hsiao
Áp dụng qui trình Hsiao, với vai trò là biến phụ thuộc thì biến chỉ số giá
chứng khoán có độ trễ tối ưu là 4, ngược lại với vai trò là biến giải thích thì biến chỉ
số giá chứng khoán có độ trễ tối ưu lần lượt là 1, 1, 1, 1, và 4 trong mô hình của biến
phụ thuộc lần lượt là sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất
cho vay, và phần trăm tăng cung tiền M2. Độ trễ tối ưu của biến sản lượng công
nghiệp, biến lạm phát, biến tỉ giá hối đoái, biến lãi suất, biến cung tiền trong vai trò
là biến phụ thuộc và biến giải thích lần lượt là: 2, 1; 2, 1; 3, 3; 1, 2; 1, 1.

3.3 Nhân tố ảnh hưởng chỉ số giá chứng khoán VN-Index
Để xem mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán VN-Index với các
biến kinh tế vĩ mô, ta ước lượng mô hình hồi qui với biến phụ thuộc là chỉ số giá
chứng khoán và biến độc lập là các biến kinh tế vĩ mô. Tuy nhiên, mối quan hệ dài
hạn chỉ thực sự tồn tại khi giữa các biến trong mô hình hồi qui có sự đồng liên kết.
Đề tài này xem xét hai dạng hàm hồi qui sau đây:
Mô hình (1): VNIt = α0 + α1IOt + α2CPIt + α3Et + α4Rt + α5Mt + ut

Mô hình (2): lnVNIt = β0 + β1lnIOt + β2lnCPIt + β3lnEt + β4lnRt + β5lnMt + vt
Mô hình 1 (n = 81)
Hệ số ước lượng
Thống kê t
Hệ số cắt
3505
1.870
IOt
0.396
6.770
CPIt
-22.48
-2.690
Et
-0.205
-1.760
Rt
-103.66
-3.360
Mt
0.965
0.480
2
R adj
DW
0.67
0.57
Tên biến

Mô hình 2 (n = 67)

Hệ số ước lượng
Thống kê t
137.6
2.400
2.447
5.460
-0.134
-2.300
-15.85
-2.550
0.110
0.120
0.537
5.240
2
R adj
DW
0.79
0.66

Ở mô hình (1), R2adj = 0.67 cho thấy 5 biến kinh tế vĩ mô dạng dữ liệu gốc đã
giải thích được khoảng 67% sự thay đổi của biến chỉ số giá chứng khoán VNIt. Điều
này cho thấy chỉ số giá chứng khoán có thể còn phụ thuộc vào các biến kinh tế vĩ mô
khác và chỉ số giá chứng khoán ở các giai đoạn trước (biến trễ VNIt-i). Phần trăm
tăng cung tiền M2 không ảnh hưởng đến chỉ số giá chứng khoán. Trong khi đó, mô
hình (2) với R2adj = 0.79, cho thấy 5 biến kinh tế vĩ mô dạng log đã giải thích được
8


khoảng 79% thay đổi của biến ln(VNIt). Do dạng hàm hồi qui của hai mô hình khác

nhau, nên ta không thể dựa vào R2 để kết luận mô nào tốt hơn. Theo Gujarati (1999,
245), thay vì dựa vào R2 để so sánh lựa chọn mô hình, ta nên xem xét các yếu tố
khác như sự phù hợp của các biến giải thích trong mô hình, dấu kỳ vọng của các hệ
số ước lượng, mức ý nghĩa thống kê, …Từ đó, ta nhận thấy rằng mô hình (2) có ba
vấn đề không thích hợp. Thứ nhất, hệ số của tỉ giá hối đoái quá cao một cách bất
thường (-15.85), nghĩa là khi tỉ giá tăng 1% thì chỉ số chứng khoán VN-Index giảm
gần 16%, điều này không thể tin cậy được. Thứ hai, hệ số ước lượng của lãi suất là
dương, không thích hợp với kỳ vọng của đề tài và kết quả của nhiều nghiên cứu
trước đây. Thứ ba, hệ số ước lượng của cung tiền lại trở nên có ý nghĩa ở mức 1%.
Ngoài ra, số quan sát giảm xuống do mô hình (2) đã bỏ qua 14 giá trị âm hoặc không
của biến tỉ lệ lạm phát. Chỉ số giá bằng không hoặc âm là một hiện tượng có thực
trong giai đoạn nghiên cứu và thực sự có ảnh hưởng lên chỉ số giá chứng khoán.
Việc bỏ qua những giai đoạn này có thể ảnh hưởng đến kết quả ước lượng. Như vậy,
rất có khả năng đây là dấu hiệu cho biết có sự tương quan giả bởi yếu tố xu thế trong
mô hình (2).
Mô hình (1)
DF1
DF2
DF3
ADF

τ
-3.41
-3.37
-3.34
-2.76

Mô hình (2)
DW
2.07

2.08
2.35
2.35

τ
-3.31
-3.27
-3.25
-2.22

DW
2.09
2.10
2.08
1.79

Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy có sự đồng liên kết rất mạnh giữa
các biến trong mô hình (1) với mức ý nghĩa 1%. Trong khi đó, giữa các biến trong
mô hình (2) có sự đồng liên kết rất yếu với mức ý nghĩa 10%.
Như vậy, các hệ số ước lượng trong mô hình (1) mới thực sự là các hệ số
đồng liên kết và thực sự thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô và
chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Với kết quả này cho thấy các biến sản lượng công
nghiệp, tỉ lệ lạm phát và tỉ giá hối đoái tác động đến chỉ số giá chứng khoán theo
đúng kỳ vọng của đề tài. Trong khi đó, lãi suất cho vay có tác động âm một cách có
ý nghĩa đến chỉ số giá chứng khoán, thay đổi cung tiền lại không tác động đến chỉ số
giá chứng khoán như mong đợi của đề tài. Các hệ số ước lượng trong mô hình hồi
qui này là các hệ số góc của chỉ số giá chứng khoán theo các biến kinh tế vĩ mô.
Có thể thấy rằng sản lượng công nghiệp tác động dương đến chỉ số giá chứng
khoán, một sự tăng lên hay giảm xuống trong sản lượng công nghiệp cũng sẽ làm chỉ
số giá chứng khoán tăng hoặc giảm với tỉ lệ tương ứng. Mối quan hệ dương này hoàn

toàn tương tự như các nghiên cứu khác của Fama (1990), Schwart (1990), Hassapis
(2002) cho các thị trường Mỹ, Canada, Malaysia. Khi sản lượng công nghiệp tăng
lên khiến nền kinh tế khởi sắc hơn, thu nhập của các doanh nghiệp cũng sẽ tăng,
doanh nghiệp cũng có thể sẽ tăng chia cổ tức. Đồng thời, nhu cầu đầu tư của doanh
nghiệp tăng lên, cùng với nó là kỳ vọng của nhà đầu tư về nền kinh tế trở nên lạc
quan hơn. Tất cả những điều này góp phần làm cho giá chứng khoán tăng lên.

9


Một biến khác cũng không kém phần quan trọng, thể hiện sức khoẻ của nền
kinh tế là biến chỉ số giá – hay chính là lạm phát. Tương tự như kết luận của Humpe
(2005) và Khil & Lee (2000) cho các nước Châu Á – Thái Bình Dương, lạm phát có
tác động tiêu cực lên chỉ số giá chứng khoán ở mức ý nghĩa rất cao. Lạm phát tăng
lên làm giá chứng khoán giảm xuống và ngược lại. Do khi lạm phát tăng, một mặt
tác động đến lãi suất phi rủi ro và suất chiết khấu, giảm lượng tiền lưu thông trong
dân, giảm cầu tất cả các loại hàng hoá trong đó có chứng khoán. Mặt khác, nó lại ảnh
hưởng xấu đến thu nhập trong tương lai của doanh nghiệp do chi phí sản xuất tăng,
kỳ vọng nhà đầu tư cả trong và ngoài nước về nền kinh tế cũng giảm, giảm cầu
chứng khoán, giá chứng khoán giảm xuống.
Đối với biến tỉ giá hối đoái, biến đại diện cho thị trường ngoại hối, tồn tại mối
quan hệ âm từ tỉ giá đến các biến kinh tế vĩ mô. Nghĩa là khi tỉ giá tăng lên, đồng nội
tệ mất giá sẽ làm chỉ số giá chứng khoán giảm xuống và ngược lại. Lúc này nền kinh
tế còn chịu tác động của việc tăng lạm phát do đồng tiền trong nước mất giá. Kết quả
này cũng tương tự như nghiên cứu của Ibrahim (2003) cho Mylaysia, Maysami and
Koh (2000) cho Singapore và Kwon and Shin (1999) cho Hàn Quốc. Điểm nổi bậc
của những nền kinh tế này là phụ thuộc nhiều vào giao thương quốc tế, nhập khNu
vốn, máy móc thiết bị và nguyên vật liệu phục vụ cho quá trình sản xuất. Với Việt
Nam, nền kinh tế cũng phụ thuộc nhiều vào nhập khNu, liên tục nhập siêu nên khi nội
tệ mất giá sẽ làm chi phí sản xuất tăng lên, hoạt động kinh doanh sẽ trở nên khó khăn

hơn. Điều này góp phần giảm thu nhập của doanh nghiệp trong tương lai, chi trả cổ
tức thấp và vì thế khiến giá chứng khoán giảm xuống. Bên cạnh đó, khi đồng tiền
trong nước mất giá, lạm phát có thể tăng lên và kỳ vọng của nhà đầu tư về nền kinh
tế cũng giảm đi. Một lý do quan trọng nữa là nếu nội tệ mất giá, thị trường chứng
khoán không còn hấp dẫn nhà đầu tư nước ngoài nữa vì ngoại tệ trở nên đắt đỏ hơn,
lợi nhuận bằng ngoại tệ chuyển về nước ít đi. Và tất cả những nguyên nhân này lại
làm cầu chứng khoán giảm, giá chứng khoán giảm theo.
Kế đến là mối quan hệ âm giữa chỉ số giá chứng khoán với lãi suất cho vay,
đại diện cho giá cả trên thị trường tiền tệ. Về mặt lý thuyết, thị trường chứng khoán
và thị trường tiền tệ như hai bình thông nhau của nền kinh tế. Lãi suất ngân hàng
tăng hoặc giảm sẽ làm chỉ số chứng khoán giảm hoặc tăng. Nó cũng ảnh hưởng đến
dòng luân chuyển vốn, vốn sẽ được chuyển từ thị trường chứng khoán sang thị
trường tiền tệ và ngược lại. Lãi suất tăng lên là một trong những nguyên nhân dẫn
đến chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp tăng, dòng thu nhập trong tương lai của
doanh nghiệp sẽ giảm. Lãi suất tăng thì chi phí cơ hội của việc đầu tư vào chứng
khoán cũng tăng, suất chiết khấu sẽ phải thay đổi theo. Và hiện nay, một số nhà đầu
tư vay tiền để đầu tư vào thị trường chứng khoán, lãi suất biến động sẽ tác động
mạnh đến danh mục đầu tư của họ, vì thế, lãi suất tăng làm họ giảm cầu về chứng
khoán. Một nguyên nhân nữa là lãi suất sẽ có tác động đến doanh nghiệp trong việc
đưa ra các quyết định tài trợ. Nếu lãi suất cho vay tăng, doanh nghiệp thay vì đi vay
vốn sẽ phát hành chứng khoán, tăng cung cho thị trường. Những tác động này cùng
góp phần làm giảm giá chứng khoán, chỉ số giá chứng khoán giảm. Vì thế, không có
gì khó hiểu về mối quan hệ âm này. Nhưng do sự không thông suốt trên thị trường
tài chính, lãi suất lại được Ngân hàng Trung ương điều tiết nên đề tài kỳ vọng nó
không tác động một cách có ý nghĩa đến chỉ số giá chứng khoán. Kết quả ngược lại
với kỳ vọng này có thể do thời gian gần đây, hệ thống ngân hàng đã được cải thiện
10


đáng kể, có sự cạnh tranh giữa các ngân hàng với thị trường chứng khoán trong việc

cho vay vốn. Do đó, đã dần xuất hiện mối quan hệ giữa lãi suất và thị trường chứng
khoán. Có thể nói, thị trường tài chính đang tự hoàn thiện mình.
Biến thay đổi cung tiền không tác động đến chỉ số giá chứng khoán. Khi cung
tiền thay đổi, nó sẽ ảnh hưởng đến lượng tiền lưu thông trong nền kinh tế, qua đó,
ảnh hưởng đến các biến khác như lãi suất, tỉ giá, lạm phát, sản lượng công nghiệp, ...
Nhưng phần do sự không hiệu quả, thông suốt của thị trường tiền tệ, các thông tin về
thay đổi trong cung tiền cũng ít được công bố một cách rộng rãi cho công chúng biết,
phần vì đặc điểm của các hình thức này là cần có thời gian để phát huy tác dụng lên
các hoạt động kinh tế thực. Nên những thay đổi trong cung tiền không lập tức tác
động đến thị trường chứng khoán. Kết luận này tương tự như kết luận của Ying Wu
(2001) cho thị trường chứng khoán Malaysia.

3.4 QUAN HỆ NHÂN QUẢ GRANGER VÀ TÍNH HIỆU QUẢ VỀ
MẶT THÔNG TIN
Nhắc lại rằng theo Wing – Keung Wong (2005, 10), thị trường sẽ không hiệu
quả về mặt thông tin khi: có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa chỉ số giá chứng
khoán và các biến kinh tế vĩ mô; có mối quan hệ nhân quả một chiều từ biến kinh tế
vĩ mô sang chỉ số giá chứng khoán. Nghĩa là các thông tin về nền kinh tế nói chung
chưa được phản ánh một cách tức thời lên chỉ số giá chứng khoán. Nếu chỉ số giá
chứng khoán có tác động đến các biến kinh tế vĩ mô thì thị trường vẫn hiệu quả về
mặt thông tin. Vì chức năng cơ bản nhất của thị trường chứng khoán là huy động vốn
cho nền kinh tế. Khi thị trường chứng khoán phát triển sẽ giúp việc huy động vốn
thông qua phát hành chứng khoán của doanh nghiệp trở nên dễ dàng hơn, tăng đầu tư
và phục vụ tốt cho hoạt động sản xuất kinh doanh. Bên cạnh đó, dựa vào những dấu
hiệu có được từ thị trường chứng khoán, chính phủ sẽ đưa ra các chính sách điều tiết
nền kinh tế phù hợp hơn như các chính sách điều tiết cung tiền, lãi suất, lạm phát, ...
Những tác động này sẽ góp phần làm thay đổi các biến kinh tế vĩ mô. Vì vậy, nếu
tồn tại mối quan hệ một chiều từ chỉ số giá chứng khoán đến các biến kinh tế vĩ mô
thì thị trường vẫn được xem là hiệu quả. Và hiển nhiên, thị trường sẽ trong tình trạng
hiệu quả nhất nếu không có mối quan hệ nào giữa các biến trên.

Nhân quả Granger
IO
VNI
VNI IO
CPI VNI
VNI CPI
E
VNI
VNI
E
R
VNI
VNI R
M
VNI
VNI M

Thống kê F
5.567
3.065
5.375
1.034
3.028
0.813
5.515
0.909
1.900
4.372

Mức ý nghĩa

5%
10%
5%
10%
1%
15%
1%

Kết luận
Có
Có
Có
Không
Có
Không
Có
Không
Có
Có

Tác động
+
+
+

Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ hai chiều giữa chỉ số giá chứng
khoán và sản lượng công nghiệp, biến đại diện cho tình hình hoạt động sản xuất kinh
11

doanh của nền kinh tế. Mối quan hệ hai chiều này cho thấy thị trường chứng khoán
không hiệu quả về mặt thông tin đối với biến sản lượng công nghiệp. Biến trễ của
biến sản lượng công nghiệp tác động làm thay đổi chỉ số giá chứng khoán, nghĩa là
chỉ số giá chứng khoán chưa phản ánh đúng lúc, tức thời các thông tin về hoạt động
kinh tế thực. Nhà đầu tư có thể khai thác thông tin trong quá khứ và hiện tại của sản
lượng công nghiệp để dự đoán xu hướng biến động giá cả trên thị trường chứng
khoán. Mối quan hệ hai chiều này khác với các nghiên cứu của Fama (1990),
Schwart (1990), Hassapis (2002) cho các thị trường Mỹ, Canada, Malaysia. Các
nghiên cứu này kết luận chỉ có mối quan hệ một chiều từ chỉ số giá chứng khoán đến
sản lượng công nghiệp. Như thế, có thể thấy rằng các thị trường này hiệu quả hơn thị
trường chứng khoán Việt Nam đối với biến sản lượng công nghiệp. Ngoài ra, tương
tự như kết quả nghiên cứu của Komain (2005) cho thị trường chứng khoán Thái Lan,
tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ chỉ số giá đến chỉ số giá chứng khoán.
Phản ứng của thị trường chứng khoán cũng chưa theo kịp sự thay đổi trong lạm phát.
Đối với tỉ giá hối đoái, trên thị trường chứng khoán Thái Lan, theo Komain
(2005) không có mối quan hệ nào giữa tỉ giá hối đoái và chỉ số giá chứng khoán. Còn
ở Việt Nam, lại có mối quan hệ nhân quả một chiều từ tỉ giá hối đoái đến chỉ số giá
chứng khoán. Điều này cho thấy so với Việt Nam, thị trường chứng khoán Thái Lan
hiệu quả về mặt thông tin hơn. Nguyên nhân của vấn đề này có thể là thị trường
ngoại hối Thái Lan mở, linh hoạt và hiệu quả hơn.
Cũng tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ lãi suất cho vay đến chỉ số
giá chứng khoán, thị trường chứng khoán đang không hiệu quả về mặt thông tin với
biến lãi suất. Và có mối quan hệ hai chiều giữa biến cung tiền với chỉ số giá chứng
khoán. Có thể do sự không hiệu quả, không thông suốt của thị trường tiền tệ, các
thông tin về thay đổi trong cung tiền cũng ít được công bố một cách rộng rãi cho
công chúng biết, nhà đầu tư ít quan tâm đến thông tin này. Nên những thay đổi trong
cung tiền không lập tức tác động đến thị trường chứng khoán mà cần có độ trễ về
mặt thời gian.
So với các thị trường chứng khoán đang phát triển như thị trường chứng
khoán Malaysia, Ấn Độ, Thái Lan thì ở Việt Nam, chưa có một dấu hiệu nào cho

thấy thị trường đang hướng đến hiệu quả về mặt thông tin. Nghiên cứu của Basabi
(2006) ở Ấn Độ cho thấy ít nhất thị trường cũng đang hiệu quả đối với các biến lãi
suất, cung tiền. Còn nghiên cứu của Ibrahim (2003) cho trường hợp Malaysia kết
luận thị trường đang hiệu quả với biến cung tiền. Các tác giả này cho rằng mặc dù
lúc này thị trường chưa hiệu quả, đang trong giai đoạn chuyển đổi nhưng nó cũng
đang hướng đến sự hiệu quả hơn. Còn trên thị trường chứng khoán Việt Nam, chỉ số
giá chứng khoán chưa phản ánh một cách đầy đủ, tức thời các thông tin về sự thay
đổi trong các yếu tố kinh tế vĩ mô đặc biệt là cung tiền và sản lượng công nghiệp.
Thị trường chứng khoán Việt Nam chưa thực sự là một “phong vũ biểu” của nền
kinh tế. Qua đó, cũng có thể thấy thị trường tài chính tại các nước này thông suốt
hơn thị trường tài chính Việt Nam. Vì vậy, để thị trường chứng khoán trở nên hiệu
quả hơn thì trước tiên phải hoàn thiện thị trường tài chính sao cho thị trường chứng
khoán và thị trường tiền tệ thực sự là hai bình thông nhau của nền kinh tế.

12


3.5 MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH SAI SỐ
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy hầu hết các biến là những chuỗi
dừng ở sai phân bậc 1, và có tồn tại sự đồng liên kết trong mô hình (1), nên ta có thể
sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số để xác định mức độ chênh lệch trong ngắn hạn so
với mức cân bằng dài hạn của chỉ số giá chứng khoán VN-Index. Kết quả hồi qui mô
hình hiệu chỉnh sai số như sau:
Hệ số ước lượng của phần hiệu chỉnh sai số là âm và có ý nghĩa thống kê ở
mức ý nghĩa 1%. Giá trị của hệ số hiệu chỉnh sai số δ = -0.22 cho biết mức chênh
lệch giữa giá trị cân bằng dài hạn và giá trị ngắn hạn (giá trị thực tế) vẫn còn khá lớn.
Điều này có nghĩa rằng chỉ có 22% mức chênh lệch giữa giá trị dài hạn và ngắn hạn
được hiệu chỉnh trong mỗi giai đoạn, chứng tỏ mức độ phục hồi về điểm cân bằng là
rất chậm. Như trên Đồ thị ECM, cân bằng dài hạn của chỉ số giá chứng khoán VNIndex được thể hiện qua đường nét lớn, chỉ số giá chứng khoán ngắn hạn tại một thời
điểm được thể hiện qua đường nét đứt, và chỉ số giá chứng khoán đã hiệu chỉnh được

thể hiện qua đường nét nhỏ. Tại rất nhiều thời điểm từ tháng 8/2000 đến nay, có sự
chênh lệch rất lớn giữa giá trị cân bằng dài hạn và giá trị ngắn hạn. Như thế, thêm
một bằng chứng nữa để có thể khẳng định rằng thị trường chứng khoán Việt Nam
đang rất không hiệu quả về mặt thông tin.
Đồ thị ECM: Mô hình hiệu chỉnh sai số của chỉ số giá chứng khoán VN-Index
1200.00

Chỉ số giá chứng khoán VN-Index cân bằng dài hạn
1000.00

Chỉ số giá chứng khoán đã được hiệu chỉnh sai số hướng về trạng thái cân bằng
Chỉ số giá chứng khoán VN-Index thực tế

800.00

600.00

400.00

200.00

20
00
M
8
20
00
M
1
20 2

01
M
20 4
01
M
8
20
01
M
1
20 2
02
M
20 4
02
M
8
20
02
M
1
20 2
03
M
20 4
03
M
8
20
03

M
1
20 2
04
M
20 4
04
M
8
20
04
M
1
20 2
05
M
20 5
05
M
20 9
06
M
20 1
06
M
20 5
06
M
20 9
07

M
1

0.00

13


4. KẾT LUẬN
Mục tiêu chính của đề tài này là kiểm chứng liệu thị trường chứng khoán Việt
Nam có hiệu quả về mặt thông tin hay không thông qua mối quan hệ nhân quả giữa
chỉ số giá chứng khoán và năm biến kinh tế vĩ mô. Ở đây, chỉ số giá chứng khoán
VN-Index được chọn làm biến đại diện cho thị trường chứng khoán Việt Nam. Năm
biến kinh tế vĩ mô quan trọng trong nghiên cứu này là sản lượng công nghiệp, tỉ lệ
lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay và tỉ lệ thay đổi cung tiền M2. Kết quả
nghiên cứu có thể được tóm tắt như sau:
Thứ nhất, thực sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chỉ số giá chứng khoán và
các biến kinh tế vĩ mô. Như thế, ít nhất, trong dài hạn, những thay đổi trên thị trường
chứng khoán có quan hệ chặt chẽ với các yếu tố kinh tế vĩ mô. Ảnh hưởng của sản
lượng công nghiệp, lạm phát, tỉ giá hối đoái đúng như kỳ vọng của đề tài. Tuy nhiên,
lãi suất cho vay và thay đổi cung tiền ảnh hưởng lên chỉ số giá chứng khoán không
như kỳ vọng của đề tài.
Thứ hai, kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy: (i) Có mối quan hệ
nhân quả một chiều từ tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái và lãi suất sang chỉ số giá chứng
khoán, (ii) Có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa chỉ số giá chứng khoán với sản
lượng công nghiệp và chỉ số giá chứng khoán với cung tiền. Như thế, thị trường
chứng khoán Việt Nam chưa thực sự hiệu quả về mặt thông tin với các biến sản
lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay và cung tiền. Nên
nhà đầu tư có thể khai thác các thông tin chứa đựng trong các biến này để dự đoán
được biến động giá chứng khoán trong tương lai nhằm đưa ra các quyết định đầu tư,

đầu cơ sinh lợi. Vì vậy, giả thuyết thị trường chứng khoán Việt Nam hiệu quả về mặt
thông tin bị bác bỏ và có thể nói, thị trường hiệu quả dạng vừa và dạng mạnh càng
không thể tồn tại.
Thứ ba, có sự mất cân bằng trong ngắn hạn trên thị trường chứng khoán Việt
Nam. Bên cạnh đó, việc điều chỉnh đưa chỉ số giá chứng khoán về mức cân bằng
diễn ra rất chậm nên nhà đầu tư có thể lợi dụng xu hướng này đầu cơ sinh lợi.
Từ kết quả trên, có thể rút ra rằng thị trường chứng khoán Việt Nam đang
thực sự rất không hiệu quả về mặt thông tin. Điều này là kết quả của nhiều nguyên
nhân, và một trong những nguyên nhân chính là: (i) Mức độ kém chính xác của
thông tin liên quan đến giá chứng khoán. Cơ quan quản lý thị trường, doanh nghiệp
niêm yết chưa nhận thấy được tầm quan trọng của việc công bố thông tin. Thông tin
công bố chậm trễ, thiếu chính xác. Sau một quí các doanh nghiệp mới công bố báo
cáo tài chính một lần, lại chưa được kiểm toán. Còn các thông tin nội bộ lại có hiện
tượng bị rò rỉ, phát sinh giao dịch nội gián. Việc công bố thông tin yếu kém như thế
sẽ ảnh hưởng một cách trực tiếp đến tính hiệu quả của thị trường vì nó không phản
ánh đầy đủ những thông tin cơ bản về hoạt động của doanh nghiệp, các nhân tố tác
động đến giá chứng khoán. Nó cũng có ảnh hưởng một cách gián tiếp thông qua tính
thanh khoản vì một thị trường nghèo thông tin thì mức độ dao động giá sẽ cao. Điều
này sẽ không khuyến khích các nhà đầu tư tham gia giao dịch mua bán. Đến lượt
mình, chất lượng thông tin sẵn só trên thị trường phụ thuộc vào các qui định về công
bố thông tin, các chuNn mực kế toán - kiểm toán và vai trò của nhà nước trong việc
quản lý các doanh nghiệp. Hiện nay, việc tung tin đồn, giao dịch nội gián, công bố
14


thông tin chậm trễ xuất hiện rất nhiều nhưng không được xử lý đúng mức. (ii) Thiếu
sự đa dạng các nhà đầu tư tham gia thị trường. Số nhà đầu tư càng đa dạng với
những sở thích về rủi ro khác nhau sẽ ảnh hưởng đến mức độ năng động của các nhà
đầu tư trên thị trường. Với cùng một mức rủi ro và lợi nhuận, có nhà đầu tư cảm thấy
còn thấp, nên sẽ mua vào và ngược lại, cũng sẽ có nhà đầu tư khác cảm thấy rủi ro

này quá cao nên sẽ bán. Khi đó, giao dịch mua bán kiếm lời sẽ diễn ra. Nhà đầu tư
càng đa dạng thì giao dịch được diễn ra càng nhiều và sẽ loại bỏ được tâm lý đám
đông, “bầy đàn”. Các khoản đầu tư dễ dàng được chuyển giao qua lại giữa các nhà
đầu tư, tính thanh khoản thị trường tăng lên. (iii) Chi phí giao dịch rất cao, cơ sở hạ
tầng yếu kém, không phát triển theo kịp sự phát triển của thị trường. Chi phí giao
dịch bao gồm các chi phí như tiền hoa hồng, phí đặt lệnh, thuế và các chi phí Nn, tức
chi phí cơ hội do bị trì hoãn việc giao dịch. Chi phí này còn bị ảnh hưởng bởi mức
độ phát triển của cơ sở hạ tầng, kể cả các cơ sở hạ tầng hỗ trợ. Ngoài ra, nó cũng tồn
tại do nếu hàng hoá trên thị trường khan hiếm, qui mô nhỏ, nhà đầu tư tham gia trên
thị trường không được đa dạng thì lệnh bán sẽ bị thực hiện ở mức giá thấp và lệnh
mua lại bị thực hiện ở mức giá cao. Chi phí giao dịch trên thị trường cao cũng là
nguyên nhân giảm các giao dịch, mua bán. Vì vậy, giá cả cũng chậm phản ứng với
những thông tin thị truờng. Và do đó, giảm tính thanh khoản của thị trường. Thị
trường chứng khoán tồn tại được là nhờ nó có khả năng tạo ra tính thanh khoản cho
các khoản đầu tư. Vì thế, dù do nguyên nhân gì đi chăng nữa thì tựu chung lại, chúng
cũng chỉ tác động đến một nhân tố quan trọng nhất, quyết định sự hiệu quả của thị
trường chứng khoán, đó chính là tính thanh khoản của thị trường. Các nhân tố trên
tác động đến tính thanh khoản của thị trường chứng khoán có thể tóm tắt như sau:

15


Hiệu quả thị trường chứng khoán

Tính thanh khoản của thị trường

Mức độ chính xác của
thông tin ảnh hưởng đến
giá chứng khoán

- Tiêu chuNn
& ChuNn
mực công bố
thông tin
- ChuNn mực
kế toán kiểm toán

Chi phí giao dịch (gồm
thuế, phí, hoa hồng, … và
chi phí cơ hội)

Cơ chế hoạt
động & cơ sở
hạ tầng thị
trường

- Sự đa dạng nhà
đầu tư mua bán
chứng khoán
- Chất lượng của
chứng khoán

Cơ sở hạ tầng
hỗ trợ

- Các hình
thức giao
dịch
- Quy định
thời hạn

thanh toán

5. TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Adrian E.Tschoegl, 2004, Modeling the behavior of Japanese stock indices.
2. Báo cáo thường niên 2004, 2005, và 2006 của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.
3. Basabi Bhattacharya và Jaydeep Mukherjee, 2006, The Nature of the Causal
Relationship Between Stock Market and Macroeconomic Aggregates in India:
An Empirical Analysis.
4. Basabi, 2006, The Nature of The Causal Relationship Between Stock Market and
Macroeconomic Aggregates in India: An Empirical Analysis.
5. Bùi Duy Phú, 2006, Mối quan hệ nhân quả giữa cung tiền và tăng trưởng kinh tế
của Việt Nam trong thời kỳ đổi mới.
6. Bùi Kim Yến, 2006, Giáo trình Thị Trường Chứng Khoán, Tái bản lần 1, NXB
Lao Động Xã Hội.
7. Công ty chứng khoán Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam,
www.bsc.com.vn
16


8. Dimitrova, D., 2005, The relationship between exchange rates and stock prices:
Studied in a multivariate model, Issues in Political Economy, Vol.14.
9. Feridum, M., 2006, Long-run relationship between economic growth and stock
returns: An empirical investigation on Canada and the United States, MPRA
Paper, No.737.
10. Gujarati, 1999, Essentials of Econometrics, 2nd Edition, McGraw-Hill.
11. Gujarati, 2003, Basic Econometrics, 4th edition, McGrawHill.
12. Habibullah, M.S. and A.Z. Baharumshah., 2000, “Testing for Informational
Efficient Market Hypothesis: The Case for Malaysian Stock Market” in M.S.
Habibullah and A.Z.
13. Humpe, A., 2005, Can macroeconomic variables explain long term stock market

movements? A comparison of the US and Japan, Working Paper.
14. Huỳnh Thế Du, 2007, Đo sức nóng chứng khoán,
/>15. Ibrahim, M., 2003, Macroeconomic variables and the Malaysian equity market: A
view through rolling subsamples, Journal of Economic Studies, Vol.30.
16. IMF, 2007, International Financial Statistics CD-ROM – February 2007.
17. Jeffrey M.Wooldridge, 2003, Introductory Econometrics: A Modern Approach,
2nd Edition, US: Thomson, South-Western.
18. Kumar, 2005, Research Methodology: A Step-By-Step Guide For Beginners, 2nd
edition, SAGE.
19. Lê Văn Tư & Thân Thị Thu Thuỷ, 2006, Thị trường chứng khoán, Xuất bản lần
1, NXB Tài Chính.
20. Luật chứng khoán, 2007, Xuất bản lần 1, NXB Chính trị Quốc Gia.
21. Lý Minh Quang, 2006, Chứng Khoán và Phân Tích Đầu Tư Chứng Khoán, Xuất
bản lần 1, NXB Thống Kê.
22. Mankiw, 2003, Nguyên Lý Kinh Tế Học, Xuất bản lần 1, BXB Thống Kê.
23. Mukherjee, C., White, H., & Wuyts, M., (1998), Econometrics and data analysis
for developing countries, Routledge.
24. Nguyễn Minh Kiều, 2006, Tài Chính Công Ty: Lý thuyết và thực hành quản lý
ứng dụng cho các công ty Việt Nam, Xuất bản lần 1, NXB Thống Kê.
25. Nguyễn Quan Dong, 2003, Bài giảng Kinh Tế Lượng, Xuất bản lần 1, NXB
Thống Kê.
26. Nguyễn Thị Kim Thanh, 2006, Thị trường tiền tệ và những thách thức đặt ra cho
việc điều hành chính sách tiền tệ.

17


27. Phan Khoa Cương, 2006, Phân tích mức độ hiệu quả của thị trường chứng khoán
Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ Kinh tế, Mã số 60.31.05.
28. Phan Thị Bích Nguyệt, 2006, Đầu Tư Tài Chính, Xuất bản lần 1, NXB Thống

Kê.
29. Phùng Khắc Kế, 2006, Vai trò của hệ thống ngân hàng trong việc phát triển thị
trường chứng khoán ở Việt Nam.
30. Swati Ghosh & Ernesto Revilla, 2006, Enhancing the efficiency of securities
markets in East Asia, World Bank.
31. Tạp chí Chứng khoán Việt Nam, từ tháng 7/2000 đến tháng 4/2007
32. Tạp chí Đầu tư chứng khoán, từ tháng/2000 đến tháng 4/2007
33. Thời báo kinh tế Sài Gòn
34. Thornton, J., 1993, “Money, Output and Stock Prices in the UK: Evidence on
some (non)relationships”, Applied Financial Economics, 3, 335-338.
35. Tô Thị Mỹ Dung, 2006, Phân tích các yếu tố chi phối hoạt động của nhà đầu tư
trên thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ Kinh tế, Mã số
60.31.05.
36. Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2005, Tài Chính Doanh Nghiệp Hiện Đại, Tái bản
lần 2, NXB Thống Kê.
37. Triều Đông, 2006, Cách trình bày một bài báo khoa học, Tạp chí Phát triển Kinh
tế, Tháng 6.2006.
38. Trịnh Thị Mai Hoa, 2004, Những biến động của thị trường chứng khoán Việt
Nam qua chỉ số VN-Index.
39. Trung tâm NCKH&ĐTCK, Phương pháp tính chỉ số giá cổ phiếu.
40. Viet Nam Economic Times, từ tháng 7/2000 đến tháng 4/2007
41. Website Diễn đàn doanh nghiệp
42. Website
43. Website
44. Website
45. Website : Bàn về thị trường chứng khoán Việt Nam
(Phần thứ nhất).
46. Website Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
47. Website Trung tâm giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh

48. Website Uỷ ban Chứng khoán Nhà nước
18


49. Wing-Keung Wong, Habibullah Khan & Jun Du, 2005, Money, Interest Rate, and
Stock Prices: New Evidence from Singapore and the United States, Working
Paper.

19