Kiểm định giả thuyết thị trường hiệu quả đối với thị trường chứng khoán Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN VĂN CÔNG KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ ĐỐI VỚI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHOÁN VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH, THÁNG 05 NĂM 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀO ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH  NGUYỄN VĂN CÔNG KIỂM ĐỊNH GIẢ THUYẾT THỊ TRƯỜNG HIỆU QUẢ ĐỐI VỚI THỊ TRƯỜNG CHỨNG KHỐN VIỆT NAM Chun ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang TP HỒ CHÍ MINH, NĂM 2013 LỜI CẢM ƠN Trước hết tác giả xin gửi lời cảm ơn chân thành đến người hướng dẫn khoa học, PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang, ý kiến đóng góp, dẫn có giá trị giúp tác giả hồn thành luận văn Tác giả xin gửi lời cảm ơn đến gia đình, người thân bạn bè hết lịng ủng hộ động viên tác giả suốt thời gian thực luận văn Thành phố Hồ Chí Minh, tháng 05 năm 2013 Học viên: Nguyễn Văn Công LỜI CAM ĐOAN Tác giả xin cam đoan công trình nghiên cứu riêng tác giả với giúp đỡ người hướng dẫn khoa học Số liệu thống kê lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung kết nghiên cứu luận văn chưa cơng bố cơng trình thời điểm Tp Hồ Chí Minh, ngày … tháng … năm 2013 Tác giả Nguyễn Văn Công DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT HOSE: Sở giao dịch chứng khốn Thành phố Hồ Chí Minh HNX: Sở giao dịch chứng khoán Hà Nội TTCK: Thị trường chứng khốn CTCK: Cơng ty chứng khốn UBCK: Ủy ban chứng khoán EMH: Efficient Market Hypothesis – Giả thuyết thị trường hiệu IID: Independent and Identically Distributed – Phân phối xác suất độc lập đồng RW: Random Walk – Bước ngẫu nhiên RW1: Random Walk – Giả thuyết lý thuyết bước ngẫu nhiên RW2: Random Walk – Giả thuyết lý thuyết bước ngẫu nhiên RW3: Random Walk – Giả thuyết lý thuyết bước ngẫu nhiên DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 4.1: Kết kiểm định Unit Root 25 Bảng 4.2: Kết kiểm định Ljung-Box 26 Bảng 4.3: Kết kiểm định LOMAC 27 DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 1.1: Biểu đồ giá khối lượng giao dịch số VN-Index giai đoạn 2000 – 2012 [18] Hình 1.2: Quy mơ cơng ty niêm yết sàn HOSE giai đoạn 2000-2012 [19] Hình 3.1: Thống kê mơ tả liệu chứng khốn theo tuần 24 MỤC LỤC CHƯƠNG - GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Nội dung nghiên cứu CHƯƠNG - CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÓ 2.1 Lý thuyết bước ngẫu nhiên (Random Walk Theory) 2.2 Giả thuyết thị trường hiệu (Efficient Market Hypothesis) 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước 11 CHƯƠNG - PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 14 3.1 Giới thiệu kiểm định 14 3.2 Lựa chọn kiểm định 15 3.2.1 Bước ngẫu nhiên 17 3.2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị 17 3.2.3 Kiểm định Ljung – Box 19 3.2.4 Kiểm định LOMAC 20 3.3 Nguồn liệu thống kê mô tả 22 3.3.1 Nguồn liệu 22 3.3.2 Thống kê mô tả nguồn liệu 23 CHƯƠNG - KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 25 4.1 Kết kiểm định Unit Root 25 4.2 Kết kiểm định Ljung-Box 26 4.3 Kết kiểm định LOMAC 27 4.4 Kết luận 28 CHƯƠNG - KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 29 5.1 Kết luận 29 5.2 Kiến nghị sách 32 5.3 Những hạn chế đề xuất nghiên cứu 33 TÀI LIỆU THAM KHẢO 34 PHỤ LỤC BẢNG 36 CHƯƠNG - GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Thị trường chứng khốn đóng vai trị quan trọng kinh tế, kênh huy động vốn dài hạn hiệu bên cạnh kênh huy động trung ngắn khác từ ngân hàng Chính lí thay đổi kinh tế phản ánh cách rõ nét lên giá chứng khoán số thị trường Sự phản ánh nhanh hay chậm, mức độ xác cao biến động giá định nhân tố thông tin thị trường, cụ thể, nhận thơng tin tích cực từ kinh tế, giá cổ phiếu biến động theo chiều hướng tăng ngược lại giá điều chỉnh giảm thông tin nhận có dấu hiệu tiêu cực Khả phản ánh tốt thơng tin thị trường chứng khốn nhiều nhà kinh tế học nghiên cứu xem xét tiêu chí đánh giá mức độ hiệu thị trường Một lý thuyết nghiên cứu nhiều công nhận cách rộng rãi giới Lý thuyết thị trường hiệu Giả thuyết thị trường hiệu (Efficient Market Hypothesis) Fama nêu lần đầu năm 1965, xem tảng lý thuyết tài đại, theo thị trường hiệu chia thành ba dạng dạng yếu, dạng trung bình dạng mạnh Có nhiều nghiên cứu kiểm định thị trường phát triển Mỹ, Nhật Châu Âu chứng minh thị trường chứng khoán nước phần lớn tuân theo hiệu dạng yếu Tuy nhiên, có đồng thuận rộng rãi nhiều chứng chứng tỏ thị trường chứng khoán nước phát triển không tuân theo hiệu dạng mạnh dạng trung bình mà nhiều trường hợp chí khơng tn theo hiệu dạng yếu (Phần 2.3 Tổng quan nghiên cứu trước luận văn) Việt Nam nước có kinh tế phát triển có hệ thống tài hội nhập vào tài tồn cầu thị trường chứng khốn dự đốn mang nhiều tính chất tương tự với hầu hết thị trường chứng khoán khác giới So với thị trường chứng khoán nước phát triển thị trường chứng khốn Việt Nam non trẻ với 12 năm phát triển ngày 28/07/2000 Mặc dù đạt nhiều kết khả quan bước trở thành kênh truyền dẫn vốn trung dài hạn kinh tế, hỗ trợ tiến trình cổ phần hóa cấu lại kinh tế xếp lại doanh nghiệp nhà nước đồng thời góp phần huy động vốn cho ngân sách nhà nước cho đầu tư phát triển góp phần thực cơng nghiệp hóa, đại hóa đất nước song có nhiều vấn đề tồn liên quan đến mẻ phát triển thị trường bao gồm thông tin bất cân xứng, hệ thống pháp lý chưa hoàn chỉnh tiêu chuẩn quản trị doanh nghiệp chưa đầy đủ, việc giao dịch nội gián, làm giá chứng khoán đầu tư dựa vào tin đồn, chất lượng hàng hóa cịn thấp, chưa đa dạng Đặc biệt, với tham gia đông đảo công ty chứng khoán thành lập theo phong trào nhà đầu tư cá nhân thiếu kiến thức chuyên môn đầu tư, tài thơng tin mang tính kinh tế cơng ty niêm yết, thay xem việc đầu tư chứng khốn nghề dễ dẫn đến hành động định đầu tư cảm tính, phi lý trí, bầy đàn Dẫn đến thị trường dễ bị tổn thương, tác động nghiêm trọng sau biến động kinh tế xã hội điển vụ “Bầu Kiên” (Nguyễn Đức Kiên - Phó Chủ tịch Hội đồng sáng lập Ngân hàng ACB), ông Lý Xuân Hải (Tổng giám đốc Ngân hàng ACB) bị bắt (tháng 08/2012) làm thị trường chứng khoán giảm điểm mạnh thời gian dài Tuy nhiên, với nhiều thay đổi mặt sách nhà nước tạo sức hấp dẫn thị 25 CHƯƠNG - KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Như đề cập phần trước, sử dụng ba loại kiểm định khác cho giả thuyết bước ngẫu nhiên kiện biến động giá theo tuần thị trường chứng khoán Việt Nam bao gồm kiểm định Unit Root, kiểm định LjungBox kiểm định LOMAC 4.1 Kết kiểm định Unit Root Kiểm định Unit Root kiểm định thực trước tiên với giả thuyết không giả thuyết sau: H0: chuỗi liệu chuỗi khơng dừng (có tính ngẫu nhiên) H1: chuỗi liệu chuỗi dừng (khơng có tính ngẫu nhiên) Bảng 4.1: Kết kiểm định Unit Root Khơng có xu hướng Có xu hướng A Kiểm định ADF Giá trị thống kê ADF -20.10446 -20.14552 1% level -3.440435 -2.972595 5% level -2.865881 -2.416922 10% level -2.569140 -2.130823 Giá trị thống kê PP -21.36342 -21.35814 1% level -3.440435 -2.972595 5% level -2.865881 -2.416922 10% level -2.569140 -2.130823 B Kiểm định Phillips-Person 26 Nhìn vào bảng cho thấy hai kiểm định ADF Phillips-Person có xu hướng khơng có xu hướng có giá trị tuyệt đối giá trị kiểm định lớn giá trị tuyệt đối ba mức ý nghĩa (1%, 5%, 10%) nghĩa ta có chứng mạnh để bác bỏ giả thuyết khơng Điều có nghĩa chuỗi biến động giá cổ phiếu theo tuần chuỗi dừng hay nói cách khác chuỗi biến động giá cổ phiếu theo tuần ngẫu nhiên Để khẳng định thêm ta tiếp tục với kiểm định Ljung - Box 4.2 Kết kiểm định Ljung-Box Kiểm định Ljung-Box kiểm định thực trước tiên với giả thuyết không giả thuyết sau: H0: không tồn tự tương quan chuỗi liệu H1: có tồn tự tương quan chuỗi liệu Theo Tsay (2005), thống kê kiểm định Ljung-Box Q(5) Q(6) áp dụng phân phối liệu theo tuần Những kết thống kê tóm tắt bảng đây: Bảng 4.2: Kết kiểm định Ljung-Box Dữ liệu biến động theo tuần VN-Index Giá trị kiểm định thống kê Xác xuất p-value Q(5) Q(6) 66.516* 68.405* 0.000 0.000 *: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Với kết trên, thấy thống kê Ljung-Box có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Như vậy, bác bỏ giả thuyết không không tồn tự tương quan chuỗi kết luận chuỗi biến động giá cổ phiếu theo tuần có tự tương quan Như đề cập phần trước, kiểm định Ljung-Box có hiệu lực việc phát phụ thuộc tuyến tính 27 liệu chuỗi thời gian, thấy từ kết chuỗi liệu thị trường chứng khốn Việt Nam có tính chất phụ thuộc tuyến tính Như thế, việc tiếp tục thực kiểm định BDS phụ thuộc phi tuyến khơng cịn cần thiết 4.3 Kết kiểm định LOMAC Tiếp tục sử dụng liệu biến động giá theo tuần, thực kiểm định sai biệt phương sai theo Lo MacKinlay (1988) với độ trễ từ tuần đến tháng (16 tuần) Kiểm định LOMAC có giả thuyết khơng giả thuyết sau: H0: VR(q)=1 chuỗi liệu tuân theo bước ngẫu nhiên H1: VR(q)≠1 chuỗi liệu không tuân theo bước ngẫu nhiên Tỷ số phương sai VR(q) kết kiểm định z(q) cho phương sai không đổi z*(q) cho phương sai biến thiên bảng đây: Bảng 4.3: Kết kiểm định LOMAC Giá trị độ trễ q Giá trị nq 1.219610 02/08/200026/12/2012 635 1.502998 1.950276 16 2.308290 (5.534005)* (6.775157)* (8.095293)* (7.489795)* [3.775382]* [4.825686]* [5.832203]* [5.579371]* *: có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% Hàng thứ giá trị tỷ số phương sai VR(q), hàng thứ hai với giá trị số ngoặc tròn giá trị kiểm định z(q), hàng thứ ba với giá trị số ngoặc vuông giá trị kiểm định z*(q) 28 Từ kết trên, bác bỏ giả thuyết không bước ngẫu nhiên với mức ý nghĩa 5% cho chuỗi liệu theo tuần thị trường chứng khoán Việt Nam Bên cạnh giá trị tỷ số phương sai lớn bốn trường hợp, thể hiệu mối tương quan đồng biến biến động giá cổ phiếu 4.4 Kết luận Với kết ba kiểm định Unit Root, Ljung-Box Lomac thực trên, thấy liệu thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 giả thuyết bước ngẫu nhiên bị bác bỏ Điều có nghĩa thị trường chứng khốn Việt Nam khơng tn theo hiệu dạng yếu 29 CHƯƠNG - KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Mục đích luận văn kiểm định tính hiệu dạng yếu thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2000 - 2012 để làm rõ tính chất thị trường chứng khốn Việt Nam liệu có phải thị trường hiệu hay tương tự TTCK nước có kinh tế phát triển hay khơng Từ trả lời cho câu hỏi liệu nhà đầu tư kiếm lợi nhuận dựa vào thơng tin khứ hay không Từ kết luận xuất phát từ thực tế TTCK Việt Nam luận văn đồng thời đưa số khuyến nghị sách có tính chất tham khảo để phát triển thị trường bền vững hiệu 5.1 Kết luận Từ kết đánh giá chương kiểm định Unit Root, kiểm định Ljung-Box kiểm định LOMAC, giả thuyết bước ngẫu nhiên bác bỏ chuỗi biến động giá cổ phiếu thị trường chứng khoán Việt Nam giai đoạn 2000-2012 chứng tính khơng hiệu dạng yếu thị trường chứng khoán Việt Nam Một thị trường nhiều vấn đề tồn bao gồm thông tin bất cân xứng, hệ thống pháp lý chưa hoàn chỉnh tiêu chuẩn quản trị doanh nghiệp chưa đầy đủ, việc giao dịch nội gián, làm giá chứng khoán đầu tư dựa vào tin đồn, hàng hóa chưa đa dạng phong phú, chất lượng cịn thấp Các cơng ty chứng khốn thành lập theo phong trào nhà đầu tư cá nhân thiếu kiến thức chun mơn đầu tư, tài thơng tin mang tính kinh tế công ty niêm yết dễ dẫn đến hành động định đầu tư cảm tính, phi lý trí, bầy 30 đàn Kết luận phù hợp với nghiên cứu thị trường chứng khoán nước phát triển giới nêu Mục 2.3 luận văn Sự không hiệu dạng yếu TTCK Việt Nam giải thích sau: Đầu tiên, nhấn mạnh Fama (1965), mức độ hiệu thị trường phụ thuộc nhiều vào người tham gia, Việt Nam có nhiều đầu tư nhỏ thiếu chuyên nghiệp với kiến thức đầu thức đầu tư hạn chế thường bị chi phối tâm lý đám đông Lý việc không xử lý lượng thơng tin q lớn khơng có thông tin đầy đủ khiến nhà đầu tư thường đưa định theo đám đông định đơi khơng hợp lý Họ có xu hướng thực giao dịch mua bán nhận thấy thị trường biến động khối lượng giá trị giao dịch số lượng lớn nhà đầu tư tạo mà không dựa giá trị thực cổ phiếu Ngoài tượng lạc quan thái phản ứng mức thường xuyên xẩy TTCK Việt Nam đặc biệt giai đoạn kinh tế phát triển nóng (giai đoạn 2006-2007) lâm vào khủng hoảng (giai đoạn 2008 – nay) Điều giải thích cho việc tồn tương quan chuỗi đồng biến biến động giá chứng khốn Lý thứ hai giải thích cho mối tương quan đồng biến tác động kinh tế vĩ mô Việt Nam Trong 12 năm hoạt động, năm đầu thị trường tăng trưởng trung bình thành lập, công ty niêm yết cơng ty chứng khốn cịn thiếu đa dạng, thiếu quan tâm nhà đầu tư ngồi nước, thêm vào Chính phủ Việt Nam chưa có đầu tư mức việc tạo dựng môi trường cho hoạt động thị trường Tuy nhiên cuối năm 2005 Luật đầu tư Quốc hội thông qua, giai đoạn 2006-2007 Việt Nam gia nhập khu vực thương mại tự ASEAN – AFTA Tổ chức Thương mại giới WTO, thu hút đầu tư mạnh mẽ 31 đánh giá giai đoạn tăng trưởng nóng tồn kinh tế Việt Nam nói chung thị trường tài nói riêng, giai đoạn từ ngày 05/01/2006 số VNIndex tăng từ 305 điểm đến mức cao 1170 vào ngày 13/02/2007, kết thúc năm 2007, số VNIndex dừng lại mức 927 điểm Kể từ năm 2008, ảnh hưởng nghiêm trọng khủng hoảng kinh tế toàn cầu, mà khởi đầu sụp đổ thị trường tài giới thị trường tài nước bị ảnh hưởng việc nhà đầu tư nước ngồi thối vốn đầu tư cách thận trong, lòng tin thị trường bị ảnh hưởng định bắt đầu cho trình giảm VNIndex năm Lý thứ ba việc áp dụng biên độ giao dịch thị trường chứng khoán Việt Nam Biên độ giao dịch trần sàn tạo tương quan đồng biến để thơng tin phản ánh hoàn toàn vào giá, nhiều cần giá điều chỉnh tăng giảm nhiều mức mà biên độ cho phép, tin tức tốt, giá phải tăng nhiều phiên giao dịch đạt mức giá cân ngược lại tin xấu phải số phiên giao dịch giảm mức hợp lý mà thị trường kỳ vọng Trong lịch sử giao dịch HOSE, có nhiều ghi nhận cho thấy giao dịch chứng khoán, VN-Index tăng liên lục nhiều tháng (giai đoạn tháng cuối năm 2007) Lý cuối dẫn đến cho tính khơng hiệu thị trường chứng khốn Việt Nam thiếu minh bạch công bố thông tin doanh nghiệp niêm yết Việc làm đẹp báo cáo tài nhằm mục đích chuyển đổi lợi nhuận, che dấu lỗ diễn phổ biến, thơng tin liên quan tới tình hình kinh doanh, cấu sở hữu, lợi ích cấp quản lý thường không rõ ràng nên xẩy tượng giao dịch nội gián, làm giá cổ phiếu đặc biệt cổ phiếu thị giá vừa nhỏ 32 5.2 Kiến nghị sách Thị trường chứng khốn Việt Nam có tăng trưởng quy mơ niêm yết, vốn hóa thị trường, số lượng nhà đầu tư mà kể tính khoản thị trường Tuy nhiên với tăng trưởng bộc lộ nhiều vấn đề thiếu sót mà phân tích phần trên, ảnh hưởng đến mức độ hiệu thị trường, làm giảm lòng tin nhà đầu tư lên TTCK Vì làm hạn chế chức TTCK việc làm cầu nối cung cầu vốn hoạt động kinh tế tăng cường tính minh bạch bên tham gia thị trường Tác giả xin nêu số kiến nghị giải pháp để phát triển thị trường chứng khốn sau: Một là, minh bạch thơng tin: Theo giả thuyết thị trường hiệu thông tin phản ánh hết vào giá nên minh bạch thông tin hay thông tin công bố kịp thời đáng tin cậy yếu tố quan trọng mang lại tính hiệu cho thị trường Để đạt tính minh bạch cao thông tin cần đưa quy chuẩn thống việc công bố thông tin bước chuẩn hóa theo thơng lệ quốc tế Hai là, nâng cao kiến thức nhà đầu tư, chuyên nghiệp hóa cơng ty chứng khốn, cải tiến chất lượng hàng hóa: Một giả thuyết thị trường hiệu nhà đầu tư tham gia thị trường lý Vì kiến thức nhà đầu tư yếu quan trọng Ít tham gia thị trường nhà đầu tư phải trang bị kiến thức luật đầu tư chứng khoán, thị trường chứng khốn, phân tích phân tích kỹ thuật Để nhà đầu tư nhận thức đầu tư chứng khốn nghề khơng phải để “chơi chứng khoán” Cần quy trách nhiệm cho cá nhân, tổ chức doanh nghiệp đưa báo cáo, đánh giá gây hậu xấu cho thị 33 trường làm ảnh hưởng tâm lý nhà đầu tư Ngoài đưa tiêu chuẩn cao cơng ty chứng khốn, nhân làm việc ngành chứng khốn cơng ty niêm yết đảm bảo hạn chế rủi ro thấp cho thị trường Ba là, cải thiện tính khoản cho thị trường Thị trường thực hiệu có tính khoản cao để làm điều cần rút ngắn thời hạn toán T+3, tăng biên độ giao dịch phiên, cải thiện sách để thu hút nhà đầu tư nước ngồi có dịng vốn đầu tư ngoại vào khoản thị trường mạnh mẽ 5.3 Những hạn chế đề xuất nghiên cứu Mặc dù kết ba kiểm định khẳng định tính khơng hiệu dạng yếu TTCK Việt Nam giai đoạn 2000-2012 với mức ý nghĩa 5% nên có độ tin cậy cao luận văn tồn hạn chế định sau: Thứ nhất, kiểm định tính ngẫu nhiên địi hỏi cỡ mẫu phải đủ lớn để kết kiểm định thống kê không bị thiên lệch mà nguồn liệu thị trường chứng khốn Việt Nam có khoảng thời gian 12 năm số hạn chế so với nghiên cứu khác tính hiệu thị trường chứng khốn tồn lâu đời Vì tương lai, có nhiều sở liệu thị trường chứng khoán Việt Nam, nghiên cứu thực với độ tin cậy cao với nguồn liệu chuỗi thời gian có độ dài nhiều Thứ hai, sử dụng kiểm định thống kê để đưa kết luận sử dụng thêm phương pháp khác kết hợp kiểm định thống kê kiểm định tính phán đốn chuỗi liệu giá thông qua kiểm định quy tắc giao dịch theo phân tích kỹ thuật thị trường đáp ứng điều kiện để gia tăng độ tin cậy cho kiểm định 34 TÀI LIỆU THAM KHẢO Box, G.E, and Pierce, D.A (1970), Distribution of Residual Autocorrelations in Autoregressive-Integrated Moving Average Time Series Models, Journal of the American Statistical Association 65, pp 1509-1526 Brock, W A, Dechert W.D, and Scheinkman J.A (1987), A Test of Independence Based on the Correlation Dimension, SSRI Working Paper No 8702, Department of Economics, University of Wisconsin-Madison Bui My Chau (2006),Testing the weak-form market efficiency of the Vietnamese stock market, A Dissertation presented in part consideration for the degree of the MA Finance and Investment, Nottingham University Campbell, J.Y, Lo, A.W, and MacKinlay, A.C (1997), The Econometrics of Financial Markets, Princeton University Press, New York Dickey, D.A, and Fuller W.A (1979), Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series With a Unit Root, Journal of the American Statistical Association 74, pp 427-431 Fama, E.F (1965), The Behaviour of Stock Market Prices, Journal of Business 38, p34-105 Fama, E.F (1970), Efficient Capital Markets: A Review of Theory and Empirical Works, Journal of Finance 25 No 2, pp 383-417 Gujarati D.N (2003), Basic Econometrics 4/e, McGraw-Hill, New York Huber, P (1997), Stock Market Returns in Thin Markets: Evidence from the Vienna Stock Exchange, Applied Financial Economics 7, pp 493-498 10 Ljung, G.M, and Box., G.E (1978), On a Measure of Lack on Fit in Time Series Models, Biometrika 65, pp 297-303 35 11 Lo, A.W, and MacKinlay, A.C (1988) Stock Market Prices Do Not Follow Random Walks: Evidence from a Simple Specification Test, Review of Finance Studies 1, pp 41-66 12 Mirah Putu Nikita, Subiakto Soekarno (2012), Testing on weak form market efficiency: The evidence from Indonesia stock market year 2008-2011, 2nd International Conference on Business, Economics, Management and Behavioral Sciences (BEMBS'2012) Oct 13-14, 2012 Bali (Indonesia) 13 Taylor, S., (2000) Stock Index and Price Dynamics in the UK and the US: New Evidence from a Trading Rule and Statistical Analysis, The European Journal of Finance 6, pp 39-69 14 Tsay R.S (2005), Analysis of Financial Time Series 2/e, Wiley, New York 15 Worthington, Andrew and Higgs, Helen (2003) Test of random walks and market efficiency in Latin American stock markets: An empirical note School of Economics and Finance, Queensland University of Technology, Brisbane, Australia 16 Worthington, Andrew and Higgs, Helen (2004) Random walks and market efficiency in European equity markets, Global Journal of Finance and Economics 1(1):pp 59-78 17 Xiaofeng Li (2008), Test of stock market efficiency of China and Japan, Master’s Thesis in Economics of Innovation and Growth in KTH Stockholm, April 2008 18 http://www.cophieu68.vn/export.php 19 http://www.cophieu68.vn/stats_market_size.php 20 http://www.vinaf24h.com/index.php/chitiettin/index/38975 36 PHỤ LỤC BẢNG Kiểm định Unit Root 37 Kiểm định Ljung – Box Kiểm định Lomac 3.1 Kiểm định Lomac với phương sai không đổi Null Hypothesis: Log WEEKLY is a random walk Date: 03/04/13 Time: 10:21 Sample: 8/02/2000 12/26/2012 Included observations: 635 (after adjustments) Standard error estimates assume no heteroskedasticity Use biased variance estimates User-specified lags: 16 Joint Tests Value df Max |z| (at period 8)* 8.095293 635 Wald (Chi-Square) 68.84117 Individual Tests Period Var Ratio Std Error z-Statistic Probability 0.0000 0.0000 Probability 38 1.219610 0.039684 5.534005 0.0000 1.502998 0.074242 6.775157 0.0000 1.950276 0.117386 8.095293 0.0000 16 2.308290 0.174676 7.489795 0.0000 *Probability approximation using studentized maximum modulus with parameter value and infinite degrees of freedom Test Details (Mean = 0.00215462670318) Period Variance Var Ratio Obs 0.00212 -635 0.00258 1.21961 634 0.00318 1.50300 632 0.00413 1.95028 628 16 0.00489 2.30829 620 3.2 Kiểm định Lomac với phương sai thay đổi Null Hypothesis: Log WEEKLY is a martingale Date: 03/04/13 Time: 10:23 Sample: 8/02/2000 12/26/2012 Included observations: 635 (after adjustments) Heteroskedasticity robust standard error estimates Compute variances assuming zero mean Use biased variance estimates User-specified lags: 16 Joint Tests Value df Probability Max |z| (at period 8)* 5.832203 635 0.0000 Individual Tests Period Var Ratio Std Error z-Statistic Probability 1.221106 0.058565 3.775382 0.0002 1.507242 0.105113 4.825686 0.0000 1.960216 0.164640 5.832203 0.0000 16 2.327725 0.237970 5.579371 0.0000 *Probability approximation using studentized maximum modulus with parameter value and infinite degrees of freedom Test Details (Mean = 0) Period Variance Var Ratio Obs 0.00212 -635 39 16 0.00259 0.00320 0.00416 0.00494 1.22111 1.50724 1.96022 2.32772 634 632 628 620