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

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.

(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

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


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)


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

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

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

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
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

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

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)

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

 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


-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*

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)

-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

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***

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***

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

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**

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

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

-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

-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.


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***

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

-
-
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
-
-
-

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

-
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
-

0.11
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

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.
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].