Bên cạnh tính minh bạch thông tin, yếu tố thanh khoản giúp dòng tiền được chuyển dịch dễ dàng, nhanh chóng với chi phí giao dịch thấp cũng góp phần nâng cao tính hiệu quả của thị trường.
Việc sử dụng các đòn bẩy tài chính giúp các nhà đầu tư dễ dàng tham gia thị trường hơn, thông qua giao dịch ký quỹ mà UBCKNN đã dự thảo thông tư. Giao dịch ký quỹ khác với giao dịch thông thường (nhà đầu tư mua chứng khoán sử dụng 100% vốn tự có) ở chỗ khi mua chứng khoán nhà đầu tư chỉ phải bỏ ra một phần tiền và phần còn lại được công ty chứng khoán cho vay và nhà đầu tư dùng chính chứng khoán làm tài sản đảm bảo. Nhu cầu vay vốn khi có xu hướng thị trường lên là rất lớn, mà hiện tại chỉ có các ngân hàng thương mại mới được phép đáp ứng. Với quy mô niêm yết và giao dịch sẽ tăng lên nhanh chóng trong năm tới, điều hiển nhiên là nhu cầu vay đầu tư chứng khoán sẽ nhiều thêm, các ngân hàng này sẽ không thể đáp ứng được nhu cầu vay cho từng cá nhân vì chi phí thẩm định các khoản vay và kiểm soát rủi ro tín dụng sẽ rất lớn. Trong khi thực tế trên thế giới, các ngân hàng thương mại không trực tiếp cho nhà đầu tư vay mua
chứng khoán mà kênh tín dụng này được thực hiện qua các công ty môi giới chứng khoán. Các công ty chứng khoán cũng có nguồn thu tốt hơn nhờ khối lượng giao dịch tăng vọt và lãi suất cho vay mua. Nếu các quy trình khi tiến hành giao dịch ký quỹ được tuân thủ nghiêm ngặt, rủi ro tín dụng luôn được cảnh báo, kiểm soát, nhà đầu tư buộc phải cắt lỗ (thông qua các mức tỷ lệ ký quỹ duy trì bắt buộc, tỷ lệ ký quỹ xử lý) và do đó nếu thiệt hại xảy ra sẽ giảm thiểu ở mức thấp có thể. Tuy nhiên, một trong những hạn chế trong dự thảo của UBCKNN dễ thấy chính là chỉ cho phép nhà đầu tư đã mở tài khoản 3 tháng mới được phép mua chứng khoán ký quỹ vừa bất công với nhà đầu tư mới vừa đẩy họ phải khai báo gian dối với tên khác, tài khoản khác để thực hiện giao dịch ký quỹ, hoặc là việc chỉ cho phép các chứng khoán đã niêm yết trên 6 tháng mới được phép giao dịch ký quỹ vô tình đã loại ra những chứng khoán chất lượng cao, thanh khoản tốt mới lên sàn.
Ngoài ra, biên độ giao dịch cũng là một rào cản cho tính thanh khoản của thị trường. Những người ủng hộ giao dịch có biên độ cho rằng sử dụng giới hạn trên dưới sẽ làm giảm độ biến động của giá, hạn chế các phản ứng thái quá của thị trường và không ảnh hưởng đến khối lượng giao dịch. Ngược lại, những người chống đối cho rằng áp dụng biên độ giao dịch sẽ gây nên sự biến động giá chứng khoán trong nhiều ngày tiếp theo, cũng như làm chậm quá trình giá chứng khoán điều chỉnh về giá cân bằng và ảnh hưởng đến khối lượng giao dịch. Ai cũng có cái lý của mình, nhưng thiết nghĩ nếu bỏ biên độ, các nhà đầu tư khi đó sẽ phải tự suy nghĩ, tự xác định nên mua hay bán ở mức nào là có lợi nhất. Giá cả sẽ linh hoạt điều chỉnh quan hệ cung cầu. Việc tranhnhau đặt lệnh ATO, ATC sẽ không còn hiệu lực. Nhà đầu tư sẽ phải bám sát thị trường để quyết định. Việc đầu tư theo kiểu ép giá hôm nay để chờ cơ hội mua vào ngày mai và những ngày tiếp theo không khả thi. Có thể giá cả sẽ dao động mạnh trong ngày đầu, nhưng do được tự do điều chỉnh nên khả năng ổn định sẽ nhanh. Tất cả các nhà đầu tư đều phải suy nghĩ, chứ không ỷ lại vào dòng lệnh AT hay đặt giá kịch trần, sàn nữa. Kết hợp
với việc minh bạch thông tin về doanh nghiệp lẫn tin tức vĩ mô, giá chứng khoán sẽ dần được điều chỉnh về mức giá nội tại.
KẾT LUẬN
Qua 13 năm hoạt động, TTCK Việt Nam đã có được những bước tiến lớn, vững vàng với vai trò là một kênh huy động vốn trung và dài hạn cho việc phát triển kinh tế đất nước. Tuy nhiên, vấn đề minh bạch thông tin, đảm bảo sự hiệu quả của thị trường vẫn còn là một bài toán khó chưa có lời giải đối với các cơ quan chức năng, doanh nghiệp niêm yết, và những nhà đầu tư. Để đánh giá hiệu quả của TTCK Việt Nam, tác giả đã sử dụng những phương pháp phân tích định lượng nhằm kiểm định thị trường hiệu quả dạng yếu dựa trên giả thuyết thị trường hiệu quả đã được nghiên cứu và phát triển trong một thời gian dài. Luận văn đã hoàn thành được một số nhiệm vụ chủ yếu sau:
- Khái quát một số nội dung về giả thuyết thị trường hiệu quả. Qua đó, luận văn đã phác họa lại được những nội dung cần thiết về mặt lý thuyết của một vấn đề tài chính rất rộng và quan trọng. Đây cũng là cơ sở lý luận giúp định hướng cho việc đánh giá tính hiệu quả của TTCK Việt Nam.
- Tổng hợp được các nghiên cứu về kiểm định thị trường hiệu quả ở các quốc gia khác nhau, hệ thống hóa các phương pháp kiểm định thị trường hiệu quả dạng yếu. Từ đó, chọn lọc được phương pháp phù hợp để thực hiện cho TTCK Việt Nam.
- Tiến hành kiểm định bằng kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định tự tương quan, mô hình ARIMA, kết quả chỉ ra rằng TTCK Việt Nam không hiệu quả dạng yếu, có sự tương quan giữa tssl trong quá khứ và tương lai, có thể dùng mô hình để thực hiện dự báo trong tương lai
- Xác định những nguyên nhân dẫn đến việc không hiệu quả, từ đó đề xuất một số giải pháp nhằm nâng cao tính hiệu quả cho TTCK Việt Nam trên phương diện thông tin và cải thiện hiệu quả trong hoạt động của thị trường trong ngắn hạn và dài hạn.
Hạn chế của đề tài
Mặc dù đã cố gắng rất nhiều, nhưng theo tác giả đề tài vẫn còn một số hạn chế. Luận văn chỉ dừng lại ở việc kiểm định thị trường hiệu quả dạng yếu, chưa thực hiện kiểm định dạng trung bình và dạng mạnh. Chỉ thực hiện kiểm định bằng phương pháp tham số, chưa thực hiện kiểm định bằng phương pháp phi tham số (kiểm định chuỗi, kiểm định Kolmogrov – Smirnov)
Dữ liệu nghiên cứu cho toàn thị trường, không thực hiện cho từng cổ phiếu riêng lẻ.
Hướng nghiên cứu tiếp theo:
Để hoàn thiện chủ đề nghiên cứu kiểm định thị trường hiệu quả cho TTCK Việt Nam, theo quan điểm tác giả trong tương lai có thể thực hiện:
- Kiểm định tính hiệu quả dạng yếu của TTCK Việt Nam bằng cả phương pháp kiểm định phi tham số và tham số, đối tượng nghiên cứu là tssl thị trường và tssl một số cổ phiếu riêng lẻ.
- Kiểm định tính hiệu quả trung bình của TTCK Việt Nam, nghĩa là kiểm tra xem giá cổ phiếu có chứa đựng các thông tin đã được các công ty công bố tính tới thời điểm hiện tại hay chưa, nếu có thì thị trường hiệu quả trung bình. Hoặc kiểm tra xem phản ứng của thị trường (mức độ điều chỉnh giá cả chứng khoán) trước các thông tin công khai ở hiện tại. Cụ thể, nghiên cứu một sự kiện đối với các cổ phiếu riêng lẻ như IPO, công bố lợi nhuận hay công bố mua cổ phiếu quỹ…
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tiếng Việt
1. Bùi Quang Trung, Nguyễn Quang Minh Nhi, Lê Văn Hiếu, Nguyễn Hồ Diệu Uyên, 2010. Ứng dụng mô hình ARIMA để dự báo VN Index, Tuyển tập báo cáo Hội Nghị sinh viên nghiên cứu khoa học lần thứ 7, Đại học Đà Nẵng. 2. Hồ Viết Tiến, 2006. Thị trường cổ phiếu Việt Nam có hiệu quả không, Tạp
chí phát triển kinh tế, số 186.
3. Lê Đạt Chí, 2006. Kiểm định mức độ hiệu quả thông tin trên TTCK Việt Nam, Tạp chí phát triển kinh tế, số 189.
4. Nguyễn Trọng Hoài, Phùng Thanh Bình, Nguyễn Khánh Duy, 2009. Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính. Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.
5. Thiều Bích Ngọc, 2007. Kiểm định giả thuyết thị trường hiệu quả ở mức độ yếu cho TTCK Việt Nam: Trường hợp TTGDCK TPHCM. Luận văn thạc sĩ kinh tế, Đại học Cần Thơ.
6. Trần Ngọc Thơ , 2007. Tài chính doanh nghiệp hiện đại, Hồ Chí Minh: Nhà xuất bản Thống kê.
7. Trương Đông Lộc, 2008. Kiểm định giả thuyết thị trường hiệu quả ở mức độ yếu cho TTCK Việt Nam: Trường hợp TTGD CK Hà Nội, Tạp chí phát triển kinh tế, số 201.
8. Vũ Thị Minh Luận, 2010. Ứng dụng lý thuyết thị trường hiệu quả trong phân tích thị trường chứng khoán Việt Nam. Luận án tiến sĩ kinh tế, Đại học kinh tế quốc dân.
Danh mục tài liệu tiếng nước ngoài
9. Abeysekera, 2001. Efficient Markets Hypothesis and the Emerging Capital Market in Srilanka: Evidence from the Colombo stock exchange-A note, Journal of Business Finance & Accounting, pp.249-261.
10.Abraham, 2002. Testing the Random Walk Behavior ang Efficiency of the Gulf Stock Markets, The Financial Review 37, pp.469-480.
11.Asma Mobarek and Keavin Keasey, 2003. Weak form Market efficiency of an emerging market: Evidence from Dhaka Stock Market of Bangladesh (trên website http://www.e-m-h.org)
12.Daniel Simons, Samuel A.Laryea, 2003. Testing the Efficiency of Selected African Stock Markets.
13.Enowbi, Guidi, Mlambo, 2009. Testing the weak-form market efficiency and the day of the week effects of some African countries.
14.Kashif Hamid, Muhammad Tahir Suleman, Syed Zulfiqar Ali Shah, Rana Shahid Imdad Akash, 2010. Testing the Weak form of Efficient Market Hypothesis: Empirical Evidence from Asia-Pacific Markets, International Research Journal of Finance and Economics – Issue 58.
15.Olowe, 1999. Weak form Efficiency of the Nigierian Stock Market: Further Evidence, African Development Bank, pp.54-68.
16.Thai Long, 2004. Test on efficent market hypothesis and return volatility (case Vietnam), Thesis paper.
17.Ukose Jijo.P.J and Narayanan Rao.S, 2002. Market reaction tostock splits- An Empirical. Study”, The ICFAI Journal of Applied Finance,Vol.8, No.2, pp.26-40.
18.Wheeler, Fred P., Bill Neale, Tadeusz Kowalski, 2002. The Efficiency of the Warsaw Stock Exchange: the first few years 1991-1996, The Poznan University of Economic Review 2, pp.37-56.
Danh mục các website
19.http://cophieu68.com 20.http://www.ssc.gov.vn 21.http://www.wikipedia.org
PHỤ LỤC
PHỤ LỤC 1: Kiểm định chuỗi phần dư và ước lượng tham số của mô hình ARIMA (1,0,1)
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 1.260200 Prob. F(4,250) 0.2862
Obs*R-squared 5.078922 Prob. Chi-Square(4) 0.2793
Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 11/27/13 Time: 19:31
Sample (adjusted): 10/24/2008 9/20/2013 Included observations: 257 after adjustments Convergence achieved after 9 iterations MA Backcast: 10/17/2008
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000865 0.002600 0.332608 0.7397
AR(1) -0.492831 0.251066 -1.962952 0.0507
MA(1) 0.623870 0.226002 2.760467 0.0062
R-squared 0.030685 Mean dependent var 0.000861 Adjusted R-squared 0.023052 S.D. dependent var 0.038791 S.E. of regression 0.038341 Akaike info criterion -3.672965 Sum squared resid 0.373397 Schwarz criterion -3.631536 Log likelihood 474.9760 Hannan-Quinn criter. -3.656304 F-statistic 4.020319 Durbin-Watson stat 1.931844 Prob(F-statistic) 0.019101
Inverted AR Roots -.49 Inverted MA Roots -.62
PHỤ LỤC 2: Kiểm định chuỗi phần dư và ước lượng tham số của mô hình ARIMA (1,0,0)
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 1.813166 Prob. F(4,251) 0.1268
Obs*R-squared 7.217485 Prob. Chi-Square(4) 0.1248
Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 11/27/13 Time: 19:35
Sample (adjusted): 10/24/2008 9/20/2013 Included observations: 257 after adjustments Convergence achieved after 3 iterations
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000862 0.002817 0.305988 0.7599
AR(1) 0.148830 0.061925 2.403400 0.0170
R-squared 0.022151 Mean dependent var 0.000861 Adjusted R-squared 0.018316 S.D. dependent var 0.038791 S.E. of regression 0.038434 Akaike info criterion -3.671981 Sum squared resid 0.376685 Schwarz criterion -3.644362 Log likelihood 473.8496 Hannan-Quinn criter. -3.660874 F-statistic 5.776331 Durbin-Watson stat 1.966084 Prob(F-statistic) 0.016958
PHỤ LỤC 3: Kiểm định chuỗi phần dư và ước lượng tham số của mô hình ARIMA (0,0,1)
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.081097 Prob. F(4,252) 0.9881
Obs*R-squared 0.331676 Prob. Chi-Square(4) 0.9877
Dependent Variable: R Method: Least Squares Date: 11/27/13 Time: 19:36 Sample: 10/17/2008 9/20/2013 Included observations: 258
Convergence achieved after 5 iterations MA Backcast: 10/10/2008
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000866 0.002751 0.314822 0.7532
MA(1) 0.152909 0.061763 2.475746 0.0139
R-squared 0.022675 Mean dependent var 0.000857 Adjusted R-squared 0.018857 S.D. dependent var 0.038716 S.E. of regression 0.038349 Akaike info criterion -3.676460 Sum squared resid 0.376484 Schwarz criterion -3.648917 Log likelihood 476.2633 Hannan-Quinn criter. -3.665385 F-statistic 5.939524 Durbin-Watson stat 2.001141 Prob(F-statistic) 0.015487