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 biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khoán, nghiên cứu tiến hành kiểm định xem thời gian qua thị trường chứng khoán Việt Nam có hiệu mặt thông tin hay không Để kiểm chứng điều này, đề tài sử dụng mô hình kiểm định nhân Granger hai biến (Granger causality test) mô hình hiệu chỉnh sai số (error correction mechanism) Kết nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ dài hạn biến kinh tế vĩ mô với số giá chứng khoán thị trường chứng khoán Việt Nam chưa hiệu mặt thông tin Vì thế, có số nhà đầu tư khai thác không hiệu nhằm tìm kiếm lợi nhuận siêu ngạch GIỚI THIỆU Giả thuyết thị trường hiệu cho “không khôn thị trường chứng khoán”, đó, thông tin liên quan nhà đầu tư nắm bắt phản ánh chúng vào giá thị trường Tại thời điểm nào, thị trường xử lý kịp thời thông tin có Một thị trường xem hiệu đồng thời hiệu ba mặt: phân phối, hoạt động thông tin Thị trường hiệu mặt phân phối nguồn lực khan kinh tế đưa đến nơi sử dụng cách tốt hiệu Thị trường xem hiệu mặt hoạt động có chi phí giao dịch thấp Và thị trường hiệu mặt thông tin giá thị trường phản ánh cách đầy đủ tức thời tất thông tin sẵn có thị trường Ba khía cạnh trên, với phụ thuộc, gắn bó lẫn nhau, hình thành nên thị trường chứng khoán hiệu Nhưng đây, để xem xét vấn đề hiệu mặt thông tin, giả thuyết thị trường hiệu thường giả định thị trường hiệu mặt phân phối hoạt động Vì thế, thị trường hiệu định nghĩa sau: “thị trường hiệu thị trường giá chứng khoán phản ánh đầy đủ, tức thời tất thông tin sẵn có thị trường” Nói cách khác, giá chứng khoán xác định mức cân dài hạn, việc giá chứng khoán tăng hay giảm phản ứng với thông tin Có ba hình thức thị trường hiệu quả: Thị trường hiệu dạng yếu giả định giá liệu khứ phản ánh đầy đủ giá chứng khoán Thị trường hiệu trung bình cho giá chứng khoán hàm chứa tất thông tin công bố liên quan đến doanh nghiệp niêm yết Ngoài thông tin khứ, thông tin công ty mà nhà đầu tư dễ dàng có như: lực sản xuất, lực quản lý, báo cáo tài chính, thông tin đối thủ cạnh tranh, dự đoán khác tình hình hoạt động, thông tin mang tính chất đánh giá, dự báo, tin đồn hầu hết nhà đầu tư đưa vào để xác định giá Thị trường hiệu dạng mạnh giả định thông tin cần thiết có liên quan đến doanh nghiệp niêm yết, kể thông tin nội gián bao gồm giá chứng khoán Điều nói lên thị trường phản ứng nhanh với thông tin nào, khả tìm kiếm lợi nhuận siêu ngạch không thể, không tồn giao dịch nội gián Thị trường dạng không cho phép phân tích lẫn kỹ thuật tồn Thị trường chứng khoán Việt Nam thị trường nổi, hình thành trước đòi hỏi bách trình hội nhập đại hoá kinh tế, nên vấn đề cần thiết để thị trường phát triển hoạt động cách ổn định, bền vững chưa quan tâm mức Vì thế, thời gian qua, thị trường có biến động bất thường, giá cổ phiếu tăng đến mức cực nóng, lúc giảm xuống mức cực lạnh Hiện nay, số giá chứng khoán VN-Index số có mức tăng nhanh giới Dù mức tăng trưởng nhanh thị trường tín hiệu khả quan cho trình phát triển kinh tế nói chung thị trường chứng khoán nói riêng, điều đáng lo thị trường lại có dấu hiệu tăng trưởng nóng Theo chuyên gia, tình trạng giá chứng khoán niêm yết tăng tăng, giảm giảm, bất chấp kết hoạt động sản xuất kinh doanh doanh nghiệp có thị trường chứng khoán Việt Nam Đây điều bất thường cho thấy thị trường tình trạng không hiệu quả, chưa “phong vũ biểu” thực kinh tế Vì thế, mục tiêu viết nhằm xem xét thị trường chứng khoán Việt Nam hiệu mặt thông tin hay chưa? Nó có thực “hàn biểu thử” kinh tế hay không? Thông thường, với vai trò “phong vũ biểu”, thay đổi kinh tế tác động đến thị trường chứng khoán trước tiên Vì vậy, biến động yếu tố kinh tế vĩ mô chắn ảnh hưởng đến thị trường chứng khoán Nhưng ảnh hưởng nào, chúng có mối quan hệ mối quan hệ nói lên đuợc điều nhìn vào biểu bên được, đặc biệt thị trường hình thành, non trẻ Và đề tài tập trung làm rõ mối quan hệ Humpe (2005) dựa vào mô hình định giá chứng khoán Gordon để đến kết luận giá chứng khoán phụ thuộc vào cổ tức nhận tại, tương lai suất chiết khấu Mà cổ tức lại phụ thuộc nhiều vào thu nhập doanh nghiệp, nhân tố chịu tác động biến kinh tế vĩ mô như: cung tiền, tăng trưởng, lạm phát, lãi suất, Như thế, thấy số giá chứng khoán bị ảnh hưởng biến kinh tế vĩ mô Mối quan hệ qua lại biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khoán nhiều nhà nghiên cứu giới quan tâm Hầu hết tác giả sử dụng mô hình kiểm định nhân Granger hai biến mô hình VAR (Vector Autoregression) Tuy nhiên, kết tùy thuộc vào thời gian điều kiện kinh tế cụ thể quốc gia Fama (1981) rằng, trừ lạm phát, tất biến kinh tế vĩ mô có mối quan hệ dương với số giá chứng khoán Malliaris Urrutia (1991) cho thấy thị trường chứng khoán nhân tố thúc đNy hoạt động kinh tế thực Mỹ, nghĩa thị trường chứng khoán có tác động đến biến kinh tế vĩ mô Ở Anh, nghiên cứu Thornton (1993) thay đổi tỉ suất sinh lợi chứng khoán có xu hướng ảnh hưởng đến thu nhập thực kinh tế Tương tự, Chang (1989), Chen (1986), tìm mối quan hệ chặt chẽ thị trường chứng khoán hoạt động kinh tế Trung Quốc Và Mok (1993) cho thấy mối quan hệ lãi suất suất sinh lợi chứng khoán thị trường Hangseng (Hồng Kông) PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Để kiểm chứng tính hiệu mặt thông tin, đề tài phân tích quan hệ biến 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), thay đổi cung tiền (Mt) thông qua mô hình nhân Granger hai biến hiệu chỉnh sai số 2.1 Mô hình nhân Granger Từ mối quan hệ nhân có từ phương trình (1) (2) ta biết thị trường chứng khoán có hiệu mặt thông tin hay không 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 xảy bốn trường hợp sau đây: (1) Tồn mối quan hệ nhân hai chiều sản lượng công nghiệp số giá chứng khoán: hệ số ước lượng biến trễ biến số giá chứng khoán (VNIt-i) phương trình (1) khác cách có ý nghĩa thống kê (Σαi ≠ 0) hệ số ước lượng biến trễ biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) phương trình (2) khác cách có ý nghĩa thống kê (Σδj ≠ 0) (2) Tồn mối quan hệ nhân chiều từ sản lượng công nghiệp đến số giá chứng khoán: hệ số ước lượng biến trễ biến số giá chứng khoán (VNIt-i) phương trình (1) (Σαi = 0) hệ số ước lượng biến trễ biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) phương trình (2) khác cách có ý nghĩa thống kê (Σδj ≠ 0) (3) Không tồn mối quan hệ nhân sản lượng công nghiệp số giá chứng khoán: hệ số ước lượng biến trễ biến số giá chứng khoán (VNIt-i) phương trình (1) (Σαi = 0) hệ số ước lượng biến trễ biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) phương trình (2) cách có ý nghĩa thống kê (Σδ j= 0) (4) Mối quan hệ nhân chiều từ số giá chứng khoán đến sản lượng công nghiệp tồn hệ số ước lượng biến trễ biến số giá chứng khoán (VNIt-i) phương trình (1) khác cách có ý nghĩa thống kê (Σαi ≠ 0) hệ số ước lượng biến trễ biến sản lượng công nghiệp (IOt-j) phương trình (2) cách có ý nghĩa thống kê (Σδj = 0) Theo Wing – Keung Wong (2005, 10), thị trường chứng khoán thật hiệu mặt thông tin biến sản lượng công nghiệp mối quan hệ nhân hai chiều biến số giá chứng khoán biến sản lượng công nghiệp chiều từ biến số giá chứng khoán đến biến sản lượng công nghiệp Ngược lại, thị trường không hiệu mặt thông tin có mối quan hệ nhân hai chiều biến số giá chứng khoán biến sản lượng công nghiệp Và có mối quan hệ nhân chiều từ biến sản lượng công nghiệp sang biến số giá chứng khoán thị trường chứng khoán không hiệu mặt thông tin Lập luận tương tự cho mối quan hệ biến số giá chứng khoán bốn biến kinh tế vĩ mô lại Điều kiện để thực kiểm định nhân Granger: (1) Các biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khoán phải chuỗi dừng đồng liên kết (2) Kết kiểm định Granger nhạy cảm với số biến trễ đưa vào mô hình Nếu độ trễ chọn bé độ trễ thực sự, việc bỏ sót biến trễ thích hợp làm chệch kết Ngược lại, lớn hơn, số biến trễ không thích hợp mô hình làm cho ước lượng không hiệu (3) Các phần dư tượng tương quan Nếu có tượng tương quan cần phải thực việc chuyển sang dạng mô hình thích hợp Các bước thực kiểm định nhân Granger: (1) Hồi qui phương trình (1) biến trễ số giá chứng khoán, lưu giá trị tổng bình phương phần dư (RSSR) (2) Hồi qui phương trình (1) kể biến trễ số giá chứng khoán, lưu giá trị tổng bình phương phần dư (RSSUR) (3) Xác định giả thuyết H0: Σαi = (chỉ số giá chứng khoán không tác động đến sản lượng công nghiệp) (4) Kiểm định giả thuyết cách áp dụng thống kê F, sau: F= (RSS R − RSSUR )/m RSSUR /(n − k) m = số biến trễ số giá chứng khoán mô hình (số ràng buộc) k = số biến giải thích mô hình không ràng buộc (nếu mô hình hồi qui có hệ số cắt bậc tự mẫu số n – k – 1) (5) Nếu giá trị Ftính toán > Ftra bảng (α, m, n – k), ta bác bỏ H0, nghĩa biến trễ số giá chứng khoán có ý nghĩa phải đưa vào mô hình (6) Lặp lại bước từ đến cho phương trình (2), thực tương tự cho biến kinh tế vĩ mô khác với biến số giá chứng khoán 2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị đồng liên kết Theo Basabi (2006), để tránh tượng hồi qui tương quan giả (spurious regression) hồi qui chuỗi thời gian không dừng với nhiều chuỗi thời gian không dừng khác biến mô hình hồi qui phải dừng đồng liên kết (cointegration) Điều xảy việc ước lượng hệ số hồi qui không gồm ảnh hưởng biến độc lập đến biến phụ thuộc mà bao hàm yếu tố xu Granger Newbold cho R2 > DW (Durbin Watson) dấu hiệu cho biết kết ước lượng tượng hồi qui tương quan giả (Gujarati, 1999, 455) Có nhiều cách để nhận dạng chuỗi thời gian dừng hay không dừng, theo Gujarati (2003, 814), kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) cách kiểm định sử dụng phổ biến thời gian gần a Kiểm định nghiệm đơn vị Giả sử xét tính dừng biến số giá chứng khoán (VNIt): VNIt = ρVNIt-1 + ut (-1 ≤ ρ ≤ 1) (3) Trong ut nhiễu trắng (white noise), nghĩa ut có trung bình không, phương sai không đổi hiệp phương sai không Nếu ρ = 1, VNIt chuỗi không dừng Tuy nhiên, thay kiểm định giả thuyết H0: ρ = 1, người ta thường chuyển hóa (3) sau: ∆VNIt = δVNIt-1 + ut (4) kiểm định giả thuyết H0: δ = (VNIt chuỗi không dừng), H1: δ < (VNIt chuỗi dừng) Gujarati (2003, 815), Dickey Fuller cho với giả thuyết H0: δ = 0, giá trị t ước lượng hệ số VNIt-1 theo phân phối xác suất τ (tau statistic, τ = giá trị δ ước lượng/sai số hệ số δ) Kiểm định thống kê τ gọi kiểm định Dickey – Fuller (DF) Kiểm định DF ước lượng 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 số hạng ut không tương quan Tuy nhiên, theo Howard White (1998, 352) có tượng tương quan chuỗi ut thiếu biến, nên người ta thường sử dụng kiểm định DF mở rộng ADF (Augmented Dickey – Fuller) Kiểm định thực cách đưa thêm vào phương trình (6) biến trễ sai phân biến phụ thuộc ∆VNIt, ví dụ: ∆VNIt = β1 + β2TIME + δVNIt-1 + αi Σ∆VNIt-i + εt (7) Theo số chuyên gia kinh tế lượng, phát chuỗi thời gian không dừng phải chuyển chúng thành chuỗi dừng Nhưng đây, việc chuyển hoá chuỗi liệu sang dạng sai phân không cần thiết điều có ý nghĩa dự báo ngắn hạn Vì thế, phát chuỗi thời gian không dừng đưa dấu hiệu cảnh báo người phân tích nên kiểm tra tính đồng liên kết cho kết hồi qui b Kiểm định đồng liên kết Gujarati (1999, 460) cho chuỗi thời gian không dừng tồn mối quan hệ cân dài hạn chúng chuỗi thời gian đồng liên kết – nghĩa phần dư từ mô hình hồi qui chuỗi thời gian không dừng chuỗi dừng Giả sử hồi qui biến số giá chứng khoán với biến sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay, thay đổi cung tiền sau: VNIt = β0 + β1IOt + β2CPIt + β3Et + β4Rt + β5Mt + ut (8) Nếu ut chuỗi dừng, kết hợp tuyến tính triệt tiêu tính xu chuỗi thời gian, kết hồi qui phương trình (8) thực có ý nghĩa Trong trường hợp biến gọi đồng liên kết theo ngôn ngữ kinh tế học chúng có mối quan hệ dài hạn Kiểm định đồng liên kết trước thực kiểm định thống kê thông thường khác giúp tránh trường hợp hồi qui tương quan giả (Gujarati, 2003, 822) 2.3 Mô hình hiệu chỉnh sai số Gujarati (2003, 824), hai biến đồng liên kết, chúng có mối quan hệ dài hạn, trạng thái cân dù không cân ngắn hạn Để phân tích ảnh hưởng xu hướng thay đổi ngắn hạn lên cân dài hạn, nghiên cứu trước sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số Mô hình sử dụng cách đưa thêm phần dư phương trình (8) vào phương trình (9) chế hiệu chỉnh ngắn hạn để hướng đến cân dài hạn 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 mô hình (9) có tượng tương quan chuỗi, nên Jeffrey M.Wooldridge (2003, 621) đề xuất đưa thêm biến trễ biến phụ thuộc (∆VNIt-i) Vậy phương trình (9) viết lại sau: ∆VNIt = a0 + a1∆IOt + a2∆CPIt + a3∆Et + a4∆Rt + a5∆Mt + a6∆VNIt-1 + δECt-1 + εt (10) Gọi VNIt* giá trị số giá chứng khoán trạng thái cân dài hạn ∧ ước tính từ phương trình (8), giá trị số giá chứng khoán ngắn hạn VNI t = ∧ VNI t −1 + ∆VNIt, ∆VNIt ước tính từ phương trình (10) không kể phần δECt-1 Nếu δ thực khác không cách có ý nghĩa thống kê, ngắn hạn ∧ mô hình (8) không trạng thái cân ECt-1 > 0, VNI t −1 cao so với mức cân dài hạn Vì δ kỳ vọng âm (do thân δ hệ số hiệu chỉnh), δECt-1 < ∧ 0, nên VNI t điều chỉnh giảm giai đoạn sau để trở mức cân ∧ ∧ Ngược lại, ECt-1 < ( VNI t −1 mức cân bằng), δECt-1 > 0, nên VNI t điều chỉnh tăng giai đoạn sau Vì vậy, giá trị tuyệt đối δ định tốc độ phục hồi lại trạng thái cân dài hạn 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 phương trình tự hồi qui cho biến phụ thuộc Trong phương trình hồi qui ta cho biến phụ thuộc trễ giai đoạn Trong phương trình hồi qui ta đưa thêm biến trễ 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 phương trình theo công thức sau đây: FPE(m) = T +m+1 RSS(m)/T T -m-1 T số quan sát; RSS tổng bình phương phần dư Độ trễ tối ưu m* độ trễ có FPE bé Các phần mềm kinh tế lượng cung cấp sẵn giá trị FPE Bước hai, m* xác định, ước lượng phương trình hồi qui cho biến khác theo trình tự 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 phân tích liệu Dữ liệu biến mô hình thu thập theo tháng từ tháng năm 2000 đến tháng năm 2007 Số liệu VN-Index theo ngày lấy từ Công ty chứng khoán Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam (www.bsc.com.vn) biến số giá chứng khoán tính cách lấy số giá cuối tháng 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 CPI), lãi suất cho vay, tỉ giá hối đoái lấy từ IFS CD-ROM (International Financial Statistics, IMF) Đề tài sử dụng phần mềm Excel Stata để phân tích liệu ước lượng mô hình kinh tế lượng Ngoài ra, phần mềm MetaStock sử dụng để hỗ trợ việc thu thập liệu giá chứng khoán tất cổ phiếu niêm yết thị trường chứng khoán TP.HCM KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị Từ kết kiểm định nghiệm đơn vị ta nhận thấy hầu hết biến mô hình chuỗi thời gian không dừng Điều hàm ý trước sử dụng kết hồi qui cho việc phân tích mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mô kiểm chứng tính hiệu mặt thông tin thị trường chứng khoán Việt Nam, đề tài kiểm định xem có tồn đồng liên kết biến mô hình hồi qui hay không 3.2 Độ trễ tối ưu Hsiao Áp dụng qui trình Hsiao, với vai trò biến phụ thuộc biến số giá chứng khoán có độ trễ tối ưu 4, ngược lại với vai trò biến giải thích biến số giá chứng khoán có độ trễ tối ưu 1, 1, 1, 1, mô hình biến phụ thuộc sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay, phần trăm tăng cung tiền M2 Độ trễ tối ưu biến sản lượng công nghiệp, biến lạm phát, biến tỉ giá hối đoái, biến lãi suất, biến cung tiền vai trò biến phụ thuộc biến giải thích là: 2, 1; 2, 1; 3, 3; 1, 2; 1, 3.3 Nhân tố ảnh hưởng số giá chứng khoán VN-Index Để xem mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán VN-Index với biến kinh tế vĩ mô, ta ước lượng mô hình hồi qui với biến phụ thuộc số giá chứng khoán biến độc lập biến kinh tế vĩ mô Tuy nhiên, mối quan hệ dài hạn thực tồn biến mô hình hồi qui có đồng liên kết Đề tài 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 (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 R adj DW 0.67 0.57 Tên biến Mô hình (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 R adj DW 0.79 0.66 Ở mô hình (1), R2adj = 0.67 cho thấy biến kinh tế vĩ mô dạng liệu gốc giải thích khoảng 67% thay đổi biến số giá chứng khoán VNIt Điều cho thấy số giá chứng khoán phụ thuộc vào biến kinh tế vĩ mô khác số giá chứng khoán giai đoạn trước (biến trễ VNIt-i) Phần trăm tăng cung tiền M2 không ảnh hưởng đến số giá chứng khoán Trong đó, mô hình (2) với R2adj = 0.79, cho thấy biến kinh tế vĩ mô dạng log giải thích khoảng 79% thay đổi biến ln(VNIt) Do dạng hàm hồi qui hai mô hình khác nhau, nên ta dựa vào R2 để kết luận mô tốt Theo Gujarati (1999, 245), thay dựa vào R2 để so sánh lựa chọn mô hình, ta nên xem xét yếu tố khác phù hợp biến giải thích mô hình, dấu kỳ vọng hệ số ước lượng, mức ý nghĩa thống kê, …Từ đó, ta nhận thấy mô hình (2) có ba vấn đề không thích hợp Thứ nhất, hệ số tỉ giá hối đoái cao cách bất thường (-15.85), nghĩa tỉ giá tăng 1% số chứng khoán VN-Index giảm gần 16%, điều tin cậy Thứ hai, hệ số ước lượng lãi suất dương, không thích hợp với kỳ vọng đề tài kết nhiều nghiên cứu trước Thứ ba, hệ số ước lượng cung tiền lại trở nên có ý nghĩa mức 1% Ngoài ra, số quan sát giảm xuống mô hình (2) bỏ qua 14 giá trị âm không biến tỉ lệ lạm phát Chỉ số giá không âm tượng có thực giai đoạn nghiên cứu thực có ảnh hưởng lên số giá chứng khoán Việc bỏ qua giai đoạn ảnh hưởng đến kết ước lượng Như vậy, có khả dấu hiệu cho biết có tương quan giả yếu tố xu 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 kiểm định đồng liên kết cho thấy có đồng liên kết mạnh biến mô hình (1) với mức ý nghĩa 1% Trong đó, biến mô hình (2) có đồng liên kết yếu với mức ý nghĩa 10% Như vậy, hệ số ước lượng mô hình (1) thực hệ số đồng liên kết thực thể mối quan hệ dài hạn biến kinh tế vĩ mô số giá chứng khoán VN-Index Với kết cho thấy biến sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát tỉ giá hối đoái tác động đến số giá chứng khoán theo kỳ vọng đề tài Trong đó, lãi suất cho vay có tác động âm cách có ý nghĩa đến số giá chứng khoán, thay đổi cung tiền lại không tác động đến số giá chứng khoán mong đợi đề tài Các hệ số ước lượng mô hình hồi qui hệ số góc số giá chứng khoán theo biến kinh tế vĩ mô Có thể thấy sản lượng công nghiệp tác động dương đến số giá chứng khoán, tăng lên hay giảm xuống sản lượng công nghiệp làm số giá chứng khoán tăng giảm với tỉ lệ tương ứng Mối quan hệ dương hoàn toàn tương tự nghiên cứu khác Fama (1990), Schwart (1990), Hassapis (2002) cho thị trường Mỹ, Canada, Malaysia Khi sản lượng công nghiệp tăng lên khiến kinh tế khởi sắc hơn, thu nhập doanh nghiệp tăng, doanh nghiệp tăng chia cổ tức Đồng thời, nhu cầu đầu tư doanh nghiệp tăng lên, với kỳ vọng nhà đầu tư kinh tế trở nên lạc quan Tất điều góp phần làm cho giá chứng khoán tăng lên Một biến khác không phần quan trọng, thể sức khoẻ kinh tế biến số giá – lạm phát Tương tự kết luận Humpe (2005) Khil & Lee (2000) cho nước Châu Á – Thái Bình Dương, lạm phát có tác động tiêu cực lên số giá chứng khoán mức ý nghĩa cao Lạm phát tăng lên làm giá chứng khoán giảm xuống ngược lại Do lạm phát tăng, mặt tác động đến lãi suất phi rủi ro suất chiết khấu, giảm lượng tiền lưu thông dân, giảm cầu tất loại hàng hoá có chứng khoán Mặt khác, lại ảnh hưởng xấu đến thu nhập tương lai doanh nghiệp chi phí sản xuất tăng, kỳ vọng nhà đầu tư nước kinh tế 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 mối quan hệ âm từ tỉ giá đến biến kinh tế vĩ mô Nghĩa tỉ giá tăng lên, đồng nội tệ giá làm số giá chứng khoán giảm xuống ngược lại Lúc kinh tế chịu tác động việc tăng lạm phát đồng tiền nước giá Kết tương tự nghiên cứu Ibrahim (2003) cho Mylaysia, Maysami and Koh (2000) cho Singapore Kwon and Shin (1999) cho Hàn Quốc Điểm bậc kinh tế phụ thuộc nhiều vào giao thương quốc tế, nhập khNu vốn, máy móc thiết bị nguyên vật liệu phục vụ cho trình sản xuất Với Việt Nam, kinh tế phụ thuộc nhiều vào nhập khNu, liên tục nhập siêu nên nội tệ giá làm chi phí sản xuất tăng lên, hoạt động kinh doanh trở nên khó khăn Điều góp phần giảm thu nhập doanh nghiệp tương lai, chi trả cổ tức thấp khiến giá chứng khoán giảm xuống Bên cạnh đó, đồng tiền nước giá, lạm phát tăng lên kỳ vọng nhà đầu tư kinh tế giảm Một lý quan trọng nội tệ giá, thị trường chứng khoán không hấp dẫn nhà đầu tư nước ngoại tệ trở nên đắt đỏ hơn, lợi nhuận ngoại tệ chuyển nước Và tất nguyên nhân lại làm cầu chứng khoán giảm, giá chứng khoán giảm theo Kế đến mối quan hệ âm số giá chứng khoán với lãi suất cho vay, đại diện cho giá thị trường tiền tệ Về mặt lý thuyết, thị trường chứng khoán thị trường tiền tệ hai bình thông kinh tế Lãi suất ngân hàng tăng giảm làm số chứng khoán giảm tăng Nó ảnh hưởng đến dòng luân chuyển vốn, vốn chuyển từ thị trường chứng khoán sang thị trường tiền tệ ngược lại Lãi suất tăng lên nguyên nhân dẫn đến chi phí sử dụng vốn doanh nghiệp tăng, dòng thu nhập tương lai doanh nghiệp giảm Lãi suất tăng chi phí hội việc đầu tư vào chứng khoán tăng, suất chiết khấu phải thay đổi theo Và nay, số nhà đầu tư vay tiền để đầu tư vào thị trường chứng khoán, lãi suất biến động tác động mạnh đến danh mục đầu tư họ, thế, lãi suất tăng làm họ giảm cầu chứng khoán Một nguyên nhân lãi suất có tác động đến doanh nghiệp việc đưa định tài trợ Nếu lãi suất cho vay tăng, doanh nghiệp thay vay vốn phát hành chứng khoán, tăng cung cho thị trường Những tác động góp phần làm giảm giá chứng khoán, số giá chứng khoán giảm Vì thế, khó hiểu mối quan hệ âm Nhưng không thông suốt thị trường tài chính, lãi suất lại Ngân hàng Trung ương điều tiết nên đề tài kỳ vọng không tác động cách có ý nghĩa đến số giá chứng khoán Kết ngược lại với kỳ vọng thời gian gần đây, hệ thống ngân hàng cải thiện 10 đáng kể, có cạnh tranh ngân hàng với thị trường chứng khoán việc cho vay vốn Do đó, dần xuất mối quan hệ lãi suất thị trường chứng khoán Có thể nói, thị trường tài tự hoàn thiện Biến thay đổi cung tiền không tác động đến số giá chứng khoán Khi cung tiền thay đổi, ảnh hưởng đến lượng tiền lưu thông kinh tế, qua đó, ảnh hưởng đến biến khác lãi suất, tỉ giá, lạm phát, sản lượng công nghiệp, Nhưng phần không hiệu quả, thông suốt thị trường tiền tệ, thông tin thay đổi cung tiền công bố cách rộng rãi cho công chúng biết, phần đặc điểm hình thức cần có thời gian để phát huy tác dụng lên hoạt động kinh tế thực Nên thay đổi cung tiền không tác động đến thị trường chứng khoán Kết luận tương tự kết luận 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 theo Wing – Keung Wong (2005, 10), thị trường không hiệu mặt thông tin khi: có mối quan hệ nhân hai chiều số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mô; có mối quan hệ nhân chiều từ biến kinh tế vĩ mô sang số giá chứng khoán Nghĩa thông tin kinh tế nói chung chưa phản ánh cách tức thời lên số giá chứng khoán Nếu số giá chứng khoán có tác động đến biến kinh tế vĩ mô thị trường hiệu mặt thông tin Vì chức thị trường chứng khoán huy động vốn cho kinh tế Khi thị trường chứng khoán phát triển giúp việc huy động vốn thông qua phát hành chứng khoán doanh nghiệp trở nên dễ dàng hơn, tăng đầu tư phục vụ tốt cho hoạt động sản xuất kinh doanh Bên cạnh đó, dựa vào dấu hiệu có từ thị trường chứng khoán, phủ đưa sách điều tiết kinh tế phù hợp sách điều tiết cung tiền, lãi suất, lạm phát, Những tác động góp phần làm thay đổi biến kinh tế vĩ mô Vì vậy, tồn mối quan hệ chiều từ số giá chứng khoán đến biến kinh tế vĩ mô thị trường xem hiệu Và hiển nhiên, thị trường tình trạng hiệu mối quan hệ biến Nhân 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 nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ hai chiều số giá chứng khoán sản lượng công nghiệp, biến đại diện cho tình hình hoạt động sản xuất kinh 11 doanh kinh tế Mối quan hệ hai chiều cho thấy thị trường chứng khoán không hiệu mặt thông tin biến sản lượng công nghiệp Biến trễ biến sản lượng công nghiệp tác động làm thay đổi số giá chứng khoán, nghĩa số giá chứng khoán chưa phản ánh lúc, tức thời thông tin hoạt động kinh tế thực Nhà đầu tư khai thác thông tin khứ sản lượng công nghiệp để dự đoán xu hướng biến động giá thị trường chứng khoán Mối quan hệ hai chiều khác với nghiên cứu Fama (1990), Schwart (1990), Hassapis (2002) cho thị trường Mỹ, Canada, Malaysia Các nghiên cứu kết luận có mối quan hệ chiều từ số giá chứng khoán đến sản lượng công nghiệp Như thế, thấy thị trường hiệu thị trường chứng khoán Việt Nam biến sản lượng công nghiệp Ngoài ra, tương tự kết nghiên cứu Komain (2005) cho thị trường chứng khoán Thái Lan, tồn mối quan hệ nhân chiều từ số giá đến số giá chứng khoán Phản ứng thị trường chứng khoán chưa theo kịp thay đổi lạm phát Đối với tỉ giá hối đoái, thị trường chứng khoán Thái Lan, theo Komain (2005) mối quan hệ tỉ giá hối đoái số giá chứng khoán Còn Việt Nam, lại có mối quan hệ nhân chiều từ tỉ giá hối đoái đến số giá chứng khoán Điều cho thấy so với Việt Nam, thị trường chứng khoán Thái Lan hiệu mặt thông tin Nguyên nhân vấn đề thị trường ngoại hối Thái Lan mở, linh hoạt hiệu Cũng tồn mối quan hệ nhân chiều từ lãi suất cho vay đến số giá chứng khoán, thị trường chứng khoán không hiệu mặt thông tin với biến lãi suất Và có mối quan hệ hai chiều biến cung tiền với số giá chứng khoán Có thể không hiệu quả, không thông suốt thị trường tiền tệ, thông tin thay đổi cung tiền công bố cách rộng rãi cho công chúng biết, nhà đầu tư quan tâm đến thông tin Nên thay đổi cung tiền không tác động đến thị trường chứng khoán mà cần có độ trễ mặt thời gian So với thị trường chứng khoán phát triển thị trường chứng khoán Malaysia, Ấn Độ, Thái Lan Việt Nam, chưa có dấu hiệu cho thấy thị trường hướng đến hiệu mặt thông tin Nghiên cứu Basabi (2006) Ấn Độ cho thấy thị trường hiệu biến lãi suất, cung tiền Còn nghiên cứu Ibrahim (2003) cho trường hợp Malaysia kết luận thị trường hiệu với biến cung tiền Các tác giả cho lúc thị trường chưa hiệu quả, giai đoạn chuyển đổi hướng đến hiệu Còn thị trường chứng khoán Việt Nam, số giá chứng khoán chưa phản ánh cách đầy đủ, tức thời thông tin thay đổi yếu tố kinh tế vĩ mô đặc biệt cung tiền sản lượng công nghiệp Thị trường chứng khoán Việt Nam chưa thực “phong vũ biểu” kinh tế Qua đó, thấy thị trường tài nước thông suốt thị trường tài Việt Nam Vì vậy, để thị trường chứng khoán trở nên hiệu trước tiên phải hoàn thiện thị trường tài cho thị trường chứng khoán thị trường tiền tệ thực hai bình thông kinh tế 12 3.5 MÔ HÌNH HIỆU CHỈNH SAI SỐ Kết kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy hầu hết biến chuỗi dừng sai phân bậc 1, có tồn đồng liên kết mô hình (1), nên ta sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số để xác định mức độ chênh lệch ngắn hạn so với mức cân dài hạn số giá chứng khoán VN-Index Kết hồi qui mô hình hiệu chỉnh sai số sau: Hệ số ước lượng phần hiệu chỉnh sai số âm có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 1% Giá trị hệ số hiệu chỉnh sai số δ = -0.22 cho biết mức chênh lệch giá trị cân dài hạn giá trị ngắn hạn (giá trị thực tế) lớn Điều có nghĩa có 22% mức chênh lệch giá trị dài hạn ngắn hạn hiệu chỉnh giai đoạn, chứng tỏ mức độ phục hồi điểm cân chậm Như Đồ thị ECM, cân dài hạn số giá chứng khoán VNIndex thể qua đường nét lớn, số giá chứng khoán ngắn hạn thời điểm thể qua đường nét đứt, số giá chứng khoán hiệu chỉnh thể qua đường nét nhỏ Tại nhiều thời điểm từ tháng 8/2000 đến nay, có chênh lệch lớn giá trị cân dài hạn giá trị ngắn hạn Như thế, thêm chứng để khẳng định thị trường chứng khoán Việt Nam không hiệu mặt thông tin Đồ thị ECM: Mô hình hiệu chỉnh sai số số giá chứng khoán VN-Index 1200.00 Chỉ số giá chứng khoán VN-Index cân dài hạn 1000.00 Chỉ số giá chứng khoán hiệu chỉnh sai số hướng trạng thái cân Chỉ số giá chứng khoán VN-Index thực tế 800.00 600.00 400.00 200.00 20 00 M 20 00 M 20 01 M 20 01 M 20 01 M 20 02 M 20 02 M 20 02 M 20 03 M 20 03 M 20 03 M 20 04 M 20 04 M 20 04 M 20 05 M 20 05 M 20 06 M 20 06 M 20 06 M 20 07 M 0.00 13 KẾT LUẬN Mục tiêu đề tài kiểm chứng liệu thị trường chứng khoán Việt Nam có hiệu mặt thông tin hay không thông qua mối quan hệ nhân số giá chứng khoán năm biến kinh tế vĩ mô Ở đây, số giá chứng khoán VN-Index chọn làm biến đại diện cho thị trường chứng khoán Việt Nam Năm biến kinh tế vĩ mô quan trọng nghiên cứu sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay tỉ lệ thay đổi cung tiền M2 Kết nghiên cứu tóm tắt sau: Thứ nhất, thực tồn mối quan hệ dài hạn số giá chứng khoán biến kinh tế vĩ mô Như thế, nhất, dài hạn, thay đổi thị trường chứng khoán có quan hệ chặt chẽ với yếu tố kinh tế vĩ mô Ảnh hưởng sản lượng công nghiệp, lạm phát, tỉ giá hối đoái kỳ vọng đề tài Tuy nhiên, lãi suất cho vay thay đổi cung tiền ảnh hưởng lên số giá chứng khoán không kỳ vọng đề tài Thứ hai, kết kiểm định nhân Granger cho thấy: (i) Có mối quan hệ nhân chiều từ tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái lãi suất sang số giá chứng khoán, (ii) Có mối quan hệ nhân hai chiều số giá chứng khoán với sản lượng công nghiệp số giá chứng khoán với cung tiền Như thế, thị trường chứng khoán Việt Nam chưa thực hiệu mặt thông tin với biến sản lượng công nghiệp, tỉ lệ lạm phát, tỉ giá hối đoái, lãi suất cho vay cung tiền Nên nhà đầu tư khai thác thông tin chứa đựng biến để dự đoán biến động giá chứng khoán tương lai nhằm đưa định đầu tư, đầu sinh lợi Vì vậy, giả thuyết thị trường chứng khoán Việt Nam hiệu mặt thông tin bị bác bỏ nói, thị trường hiệu dạng vừa dạng mạnh tồn Thứ ba, có cân ngắn hạn thị trường chứng khoán Việt Nam Bên cạnh đó, việc điều chỉnh đưa số giá chứng khoán mức cân diễn chậm nên nhà đầu tư lợi dụng xu hướng đầu sinh lợi Từ kết trên, rút thị trường chứng khoán Việt Nam thực không hiệu mặt thông tin Điều kết nhiều nguyên nhân, nguyên nhân là: (i) Mức độ xác thông tin liên quan đến giá chứng khoán Cơ quan quản lý thị trường, doanh nghiệp niêm yết chưa nhận thấy tầm quan trọng việc công bố thông tin Thông tin công bố chậm trễ, thiếu xác Sau quí doanh nghiệp công bố báo cáo tài lần, lại chưa kiểm toán Còn thông tin nội lại có tượng bị rò rỉ, phát sinh giao dịch nội gián Việc công bố thông tin yếu ảnh hưởng cách trực tiếp đến tính hiệu thị trường không phản ánh đầy đủ thông tin hoạt động doanh nghiệp, nhân tố tác động đến giá chứng khoán Nó có ảnh hưởng cách gián tiếp thông qua tính khoản thị trường nghèo thông tin mức độ dao động giá cao Điều không khuyến khích nhà đầu tư tham gia giao dịch mua bán Đến lượt mình, chất lượng thông tin sẵn só thị trường phụ thuộc vào qui định công bố thông tin, chuNn mực kế toán - kiểm toán vai trò nhà nước việc quản lý doanh nghiệp Hiện nay, việc tung tin đồn, giao dịch nội gián, công bố 14 thông tin chậm trễ xuất nhiều không xử lý mức (ii) Thiếu đa dạng nhà đầu tư tham gia thị trường Số nhà đầu tư đa dạng với sở thích rủi ro khác ảnh hưởng đến mức độ động nhà đầu tư thị trường Với mức rủi ro lợi nhuận, có nhà đầu tư cảm thấy thấp, nên mua vào ngược lại, có nhà đầu tư khác cảm thấy rủi ro cao nên bán Khi đó, giao dịch mua bán kiếm lời diễn Nhà đầu tư đa dạng giao dịch diễn nhiều loại bỏ tâm lý đám đông, “bầy đàn” Các khoản đầu tư dễ dàng chuyển giao qua lại nhà đầu tư, tính khoản thị trường tăng lên (iii) Chi phí giao dịch cao, sở hạ tầng yếu kém, không phát triển theo kịp phát triển thị trường Chi phí giao dịch bao gồm chi phí tiền hoa hồng, phí đặt lệnh, thuế chi phí Nn, tức chi phí hội bị trì hoãn việc giao dịch Chi phí bị ảnh hưởng mức độ phát triển sở hạ tầng, kể sở hạ tầng hỗ trợ Ngoài ra, tồn hàng hoá thị trường khan hiếm, qui mô nhỏ, nhà đầu tư tham gia thị trường không đa dạng lệnh bán bị thực mức giá thấp lệnh mua lại bị thực mức giá cao Chi phí giao dịch thị trường cao nguyên nhân giảm giao dịch, mua bán Vì vậy, giá chậm phản ứng với thông tin thị truờng Và đó, giảm tính khoản thị trường Thị trường chứng khoán tồn nhờ có khả tạo tính khoản cho khoản đầu tư Vì thế, dù nguyên nhân tựu chung lại, chúng tác động đến nhân tố quan trọng nhất, định hiệu thị trường chứng khoán, tính khoản thị trường Các nhân tố tác động đến tính khoản thị trường chứng khoán tóm tắt sau: 15 Hiệu thị trường chứng khoán Tính khoản thị trường Mức độ xác 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, … chi phí hội) Cơ chế hoạt động & sở hạ tầng thị trường - Sự đa dạng nhà đầu tư mua bán chứng khoán - Chất lượng chứng khoán Cơ sở hạ tầng hỗ trợ - Các hình thức giao dịch - Quy định thời hạn toán TÀI LIỆU THAM KHẢO Adrian E.Tschoegl, 2004, Modeling the behavior of Japanese stock indices Báo cáo thường niên 2004, 2005, 2006 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Basabi Bhattacharya Jaydeep Mukherjee, 2006, The Nature of the Causal Relationship Between Stock Market and Macroeconomic Aggregates in India: An Empirical Analysis Basabi, 2006, The Nature of The Causal Relationship Between Stock Market and Macroeconomic Aggregates in India: An Empirical Analysis Bùi Duy Phú, 2006, Mối quan hệ nhân cung tiền tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời kỳ đổi Bùi Kim Yến, 2006, Giáo trình Thị Trường Chứng Khoán, Tái lần 1, NXB Lao Động Xã Hội Công ty chứng khoán Ngân hàng Đầu tư Phát triển Việt Nam, www.bsc.com.vn 16 Dimitrova, D., 2005, The relationship between exchange rates and stock prices: Studied in a multivariate model, Issues in Political Economy, Vol.14 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, http://www.ybahcm.com.vn/index.php 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 lần 1, NXB Tài Chính 20 Luật chứng khoán, 2007, Xuất lần 1, NXB Chính trị Quốc Gia 21 Lý Minh Quang, 2006, Chứng Khoán Phân Tích Đầu Tư Chứng Khoán, Xuất lần 1, NXB Thống Kê 22 Mankiw, 2003, Nguyên Lý Kinh Tế Học, Xuất 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 thực hành quản lý ứng dụng cho công ty Việt Nam, Xuất lần 1, NXB Thống Kê 25 Nguyễn Quan Dong, 2003, Bài giảng Kinh Tế Lượng, Xuất lần 1, NXB Thống Kê 26 Nguyễn Thị Kim Thanh, 2006, Thị trường tiền tệ thách thức đặt cho việc điều hành sách tiền tệ 17 27 Phan Khoa Cương, 2006, Phân tích mức độ hiệu 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 lần 1, NXB Thống Kê 29 Phùng Khắc Kế, 2006, Vai trò hệ thống ngân hàng việc phát triển thị trường chứng khoán 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 yếu tố chi phối hoạt động nhà đầu tư thị trường chứng khoán Việt Nam, Luận văn Thạc sĩ Kinh tế, Mã số 60.31.05 36 Trần Ngọc Thơ cộng sự, 2005, Tài Chính Doanh Nghiệp Hiện Đại, Tái lần 2, NXB Thống Kê 37 Triều Đông, 2006, Cách trình bày báo khoa học, Tạp chí Phát triển Kinh tế, Tháng 6.2006 38 Trịnh Thị Mai Hoa, 2004, Những biến động thị trường chứng khoán Việt Nam qua số VN-Index 39 Trung tâm NCKH&ĐTCK, Phương pháp tính số giá cổ phiếu 40 Viet Nam Economic Times, từ tháng 7/2000 đến tháng 4/2007 41 Website Diễn đàn doanh nghiệp http://www.dddn.com.vn 42 Website http://www.kiemtoan.com.vn 43 Website http://www.tintuconline.com.vn 44 Website http://www.x-cafevn.org 45 Website http://www.x-cafevn.org: Bàn thị trường chứng khoán Việt Nam (Phần thứ nhất) 46 Website Ngân hàng Nhà nước Việt Nam http://www.sbv.gov.vn 47 Website Trung tâm giao dịch chứng khoán Thành Phố Hồ Chí Minh http://www.vse.org.vn 48 Website Uỷ ban Chứng khoán Nhà nước http://www.ssc.com.vn 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 ... Ngược lại, thị trường không hiệu mặt thông tin có mối quan hệ nhân hai chi u biến số giá chứng khoán biến sản lượng công nghiệp Và có mối quan hệ nhân chi u từ biến sản lượng công nghiệp sang biến... Malaysia 3.4 QUAN HỆ NHÂN QUẢ GRANGER VÀ TÍNH HIỆU QUẢ VỀ MẶT THÔNG TIN Nhắc lại theo Wing – Keung Wong (2005, 10), thị trường không hiệu mặt thông tin khi: có mối quan hệ nhân hai chi u số giá... Komain (2005) mối quan hệ tỉ giá hối đoái số giá chứng khoán Còn Việt Nam, lại có mối quan hệ nhân chi u từ tỉ giá hối đoái đến số giá chứng khoán Điều cho thấy so với Việt Nam, thị trường chứng