Kiểm chứng tính hữu hiệu của thị trường cổ phiếu TP Hồ Chí Minh dưới dạng yếu của giả thuyết thị trường hữu hiệu

Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Kiểm chứng tính hữu hiệu của thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh dưới dạng yếu của giả thuyết thị trường hữu hiệu ThS Võ Văn Lai ThS Lê Thị Thu Hương Tính hữu hiệu của thị trường cổ phiếu là vấn đề quan trọng đối với các nhà đầu tư vì nó là cơ sở cho việc phân tích và ra quyết định đầu tư. Bài viết này sử dụng dữ liệu là chỉ số VN-Index từ 02/1/2007 đến 15/5/2007 và giá cổ phiếu của 10 công ty niêm yết để kiểm tra tính hữu hiệu của thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh, dưới góc độ dạng yếu của giả thuyết thị trường hữu hiệu. Kết luận rút ra ở đây là thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh không phải là thị trường vốn hữu hiệu, nếu phân tích dưới dạng yếu của giả thuyết này. Đặt vấn đề Thị trường vốn hữu hiệu là một trong những giả thuyết cơ bản của kinh tế học tài chính. Giả thuyết này cho rằng “giá cả chứng khoán điều chỉnh nhanh chóng khi có thông tin mới xuất hiện trên thị trường, và do đó, giá cả hiện hành của chứng khoán sẽ phản ánh lại mọi thông tin liên quan đến chứng khoán này”1. Trong vòng 40 năm trở lại đây, rất nhiều nhà kinh tế tài chính học đã nghiên cứu liệu giả thuyết này có đúng không. Việc phát triển các nghiên cứu này là điều rất quan trọng vì nó là nhân tố quyết định việc định giá và đầu tư của các nhà đầu tư trong thực tế. Vì xem xét tác động của thông tin đến giá cả chứng khoán, nên giả thuyết thị trường hữu hiệu là cơ sở trong việc phân tích cơ bản và phân tích kỹ thuật mà hầu hết các nhà đầu tư sử dụng hàng ngày trên thị trường. Lý thuyết thị trường vốn hữu hiệu được phát triển trên cơ sở 3 giả định cơ bản. Thứ nhất, có một số lượng khá lớn người mua bán chứng khoán trên thị trường. Thứ hai, thông tin mới liên quan đến chứng khoán có trên thị trường là quá trình ngẫu nhiên. Thứ ba, các nhà đầu tư cạnh tranh với nhau trên thị trường bằng cách điều chỉnh giá cả chứng khoán một cách nhanh chóng để phản ánh lại các thông tin mới vừa được công bố. 1 Xem Frank K. Reilly và Keith C. Brown, (1997), “Investment Analysis and Portfolio Management”, Fifth edition, Chương 7, trang 208 Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Bởi vì tất cả các nhà đầu tư tìm kiếm cùng một lượng thông tin cho cùng một mục đích, nên giá chứng khoán sẽ phản ánh lại tất cả các thông tin này. Một điều quan trọng của giả thuyết này là thông tin liên quan đến việc định giá của các khoản vay, chứng khoán, và các tài sản tài chính khác có sẵn cho tất cả người mua và người bán với những mức giá có thể thỏa thuận. Như vậy, tất cả thông tin trên thị trường được dùng để định giá các tài sản tài chính, và do đó, không có một thông tin nào là không cần thiết hay sử dụng sai. Do đó, không một nhà đầu tư nào với cùng một lượng thông tin có thể kiếm được lợi nhuận nhiều hơn mức lợi nhuận kỳ vọng chung của thị trường. Nếu giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu đúng, bất cứ một khoản lợi nhuận nào vượt quá mức lợi nhuận kỳ vọng sẽ nhanh chóng bị loại bỏ vì các nhà đầu tư sẽ nhanh chóng cấu trúc lại danh mục đầu tư của họ. Nếu họ nghĩ rằng, một số chứng khoán của họ bị định thấp hơn hay cao hơn giá thị trường, thì họ nhanh chóng mua hay bán đi các chứng khoán này. Khi có một thông tin mới xuất hiện, giá cả chứng khoán lập tức thay đổi. Điều này làm cho giá cả chứng khoán trên thị trường trở thành một yếu tố ngẫu nhiên: nếu thông tin về chứng khoán thay đổi, giá cả sẽ lập tức thay đổi. Vì là biến ngẫu nhiên, nên nhiều nhà đầu tư thành công trong quá khứ không thể đảm bảo rằng họ sẽ thành công trong tương lai. Giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu cũng cho rằng, giá cả trên thị trường chỉ thay đổi khi những thông tin được công bố là mới. Đây là những ứng dụng quan trọng của giả thuyết này vào thực tiễn. Lịch sử nghiên cứu Giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu được phát triển vào những năm 60 của thế kỷ trước. Năm 1970, Eugene F. Fama, một nhà kinh tế học tài chính nổi tiếng của đại học Chicago, Hoa Kỳ, chia giả thuyết này thành 3 dạng: dạng yếu (weak form), dạng trung (semi-strong form) và dạng mạnh (strong form). Sự phân chia này đã trở thành kinh điển khi nghiên cứu về lý thuyết thị trường hữu hiệu. Dạng yếu của giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu cho rằng, giá cả hiện tại của chứng khoán sẽ phản ánh tất cả các thông tin quá khứ liên quan đến chứng khoán này. Thông tin quá khứ liên quan đến chứng khoán bao gồm giá cả, lợi tức, số lượng giao dịch, và các thông tin liên quan khác. Dạng trung của giả thuyết thị trường vốn phát biểu rằng, giá cả chứng khoán điều chỉnh nhanh chóng trước các thông tin được công bố công khai (pubic information). Dạng trung bao gồm cả dạng yếu vì các thông tin trong quá khứ cũng là các thông tin được công bố công khai. Dạng mạnh của giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu cho rằng giá cả chứng khoán phản ánh lại tất cả các thông tin công bố công khai và các thông tin riêng biệt của từng cá nhân (private information). Vì bài viết này nghiên cứu thị trường vốn ở dạng yếu, nên việc xem xét lịch sử nghiên cứu cũng chỉ tập trung dạng yếu của thị trường hữu hiệu. Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Theo Frank K. Reilly and Keith C. Brown (1997), các nghiên cứu trước đây về dạng yếu của thị trường hữu hiệu có thể được chia thành 2 nhánh. Nhánh thứ nhất liên quan đến việc vận dụng các phương pháp thống kê trong việc phân tích lợi tức. Nhánh này gồm có việc kiểm tra các tự tương quan (autocorrelation) và quá trình thay đổi giá (runs-tests) đối với các biến lợi tức độc lập. Nhánh thứ hai liên quan đến việc so sánh giữa rủi ro và lợi tức dựa trên các quy luật giao dịch của thị trường2. Nhánh này có liên quan chặt chẽ với việc phân tích kỹ thuật. Eugene F. Fama and James MacBeth (1973) đã kiểm chứng mối liên hệ giữa lợi tức ngày thứ t với lợi tức các ngày t-1, t-2, hoặc t-3. Nhiều nhà nghiên cứu khác cũng kiểm tra tính tương quan của lợi tức chứng khoán trong thời gian ngắn, bao gồm 1, 4, 9 và 16 ngày. Các công trình nghiên cứu này cho biết các mức lợi tức không liên quan mật thiết với nhau, và hệ số tương quan nằm trong khoảng +0,10 đến -0,10 không có ý nghĩa thống kê. Robert L. Hagerman và Richard D. Richmond (1973) nghiên cứu chứng khoán giao dịch trên thị trường phi tập trung (OTC) và cũng ủng hộ cho thị trường vốn hữu hiệu. Nhiều nghiên cứu gần đây (Jennifer Conrad và Gantam Kaul (1988)) cũng cho biết rằng tự tương quan sẽ lớn hơn ở những danh mục chứng khoán của các công ty nhỏ. Liên quan đến dạng yếu này, các kết luận cũng cho rằng, giá cả hay lợi tức chứng khoán trong tương lai có thể phản ánh những thông tin có liên quan trong quá khứ. Kết luận này được các nhà phân tích kỹ thuật hưởng ứng. Fama (1991) mở rộng thêm khái niệm về dạng thông tin yếu của thị trường hữu hiệu, bằng cách đưa các yếu tố kế toán và kinh tế vĩ mô vào phân tích. Tuy nhiên, quan điểm về tính hữu hiệu của thị trường vẫn không đồng nhất. Mathur và Subrahmanyam (1990) tiếp cận vấn đề bằng phương pháp VAR và cho rằng thị trường chứng khoán Đan Mạch, Phần Lan và Thụy Điển không hữu hiệu. Cũng dùng phương pháp này, nhưng Eun và Shim (1989) kết luận thị trường Hoa Kỳ, Anh, Đức, Úc, Canada, Pháp, Thụy Sĩ, Hồng Kông là hữu hiệu. Cả Scholhammer và Sand (1987) và Khoury (1987) cùng kết luận các thị trường này là hữu hiệu. Trong khu vực Châu Á - Thái Bình Dương, gần đây có rất nhiều nhà kinh tế cũng nghiên cứu vấn đề này. Cheung và Mak (1992), và Cha and Cheung (1993) kết luận rằng, nhiều thị trường vốn trong khu vực có liên hệ mật thiết với thị trường Hoa Kỳ và Nhật Bản. Cha and Cheung (1993) sử dụng phương pháp chuỗi thời gian để nghiên cứu mối liên hệ giữa thị trường chứng khoán Hoa Kỳ, Nhật Bản và thị trường chứng khoán Hồng Kông và Singapore. Kết luận rút ra ở công trình nghiên cứu này là thị trường chứng khoán Hồng Kông và Singapore có quan hệ mật thiết với thị trường 2 Xem Frank K. Reilly và Keith C. Brown, (1997), “Investment Analysis and Portfolio Management”, Fifth edition, Chương 7 Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 chứng khoán Hoa Kỳ và Nhật Bản. Trong khi đó, Muzaffar Shah Habibullah và Ahmad Zubaidi Baharumshah (2001) kết luận rằng, thị trường chứng khoán Kuala Lumpur, Malaysia không phải là thị trường vốn hữu hiệu. Mô hình Trong thị trường vốn hữu hiệu, giá cả của chứng khoán phản ánh tất cả các thông tin liên quan. Tuy nhiên, khi xét dưới góc độ dạng yếu của thị trường hữu hiệu, thông tin tác động đến giá cả chứng khoán là các thông tin quá khứ, nghĩa là các thông tin đã được công bố. Gọi pt là giá chứng khoán tại thời điểm t, Ωt là tập hợp tất cả các thông tin có sẵn liên quan đến chứng khoán đó tại thời điểm t. Như vậy, tại thời điểm ban đầu, mức giá là p0 và lượng thông tin mà nhà đầu tư (người chơi) có được là Ω0. Sau khi thực hiện xong lần thứ nhất, giá chứng khoán sẽ là p1 và lượng thông tin mà người chơi biết là Ω1. Cứ tiếp tục như thế, giá cả chứng khoán sẽ là pt tại thời điểm t, và lượng thông tin có sẵn tại thời điểm này sẽ là Ωt. Như vậy, giá cả chứng khoán và thông tin thu được lập thành dãy {pt, Ωt}. Về mặt toán học, người ta có thể xem Ωt là trường không giảm và pt là biến ngẫu nhiên phụ thuộc vào Ωt, tức là Ωt – đo được3. Lý thuyết thị trường vốn hữu hiệu cho rằng, dự tính giá cả trong tương lai sẽ bằng với dự báo tối ưu sử dụng mọi thông tin sẵn có4. Nói một cách khác, dự tính về giá cả chứng khoán trong tương lai là hợp lý, nên E(pt+1| Ωt) = [1 + E(rt+1| Ωt)]×pt (1), với E(X) là hàm kỳ vọng biến X, và rt là lợi tức trong thời gian t. Theo ngôn ngữ xác suất, {pt, Ωt} được gọi là martingale. Khi E(rt+1| Ωt) = 0, (1) được gọi là martingale công bằng, và khi E(rt+1| Ωt) > 0, (1) được gọi là submartingale hay martingale trên. Lợi tức của chứng khoán tại thời điểm t+1 là rt+1 = t tt p pcp −++1 , với c là cổ tức trong thời kỳ t+1. Để đơn giản, ta có thể giả định c bằng không. Và như vậy, rt+1 = t tt p pp −+1 (2), và cũng là một biến ngẫu nhiên. Gọi ξt+1 là chênh lệch giữa lợi tức thực và lợi tức kỳ vọng, tức là ξt+1| Ωt = rt+1 – E(rt+1| Ωt), hay rt+1 = E(rt+1| Ωt) – ξt+1| Ωt (3) Vì trong thị trường vốn hữu hiệu, giá cả chứng khoán phản ánh mọi thông tin sẵn có, hay nói cách khác, thị trường phản ánh trò chơi “công bằng”, nên E(ξt+1| Ωt) = 0 (4), với mọi t5. 3 Xem Nguyễn Duy Tiến, Vũ Viết Yên, (2003), “Lý thuyết Xác Suất”, Chương 9, trang 272, Nhà xuất bản Giáo dục. 4 Xem Fredic S. Mishkin, (1992), “The Economics of Money, Banking, and Financial Markets”, chương 29 Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Rõ ràng, E(rt+1| Ωt) không thể được quan sát trực tiếp trên thị trường. Tuy nhiên, dưới tác động của cung cầu chứng khoán trên thị trường hữu hiệu, lợi tức kỳ vọng của nhà đầu tư sẽ tiến tới mức lợi tức cân bằng6, giả sử là µ. Nghĩa là E(rt+1| Ωt) = µ (5), với mọi t = 0, 1, 2,… Như vậy µ là một hằng số7. Từ (5), E(E(rt+1| Ωt)) = E(µ) = µ (6). Mở rộng (6), với mọi t = 0, 1, 2,..., ta có E(rt+1 | rt) = µ, và E(rt+k | rt) = µ, với k = 0, 1, 2,... Do đó, E(rt+k - µ | rt) = 0. Gọi xt là một biến thuộc Ωt, và xt chính là rj nào đó, với j < t. Suy ra, E(rt+1 | xt) = µ. Theo ngôn ngữ thống kê, ta có: cov(rt+1,xt) = E[(rt+1- µ)(xt - µx)], với µx = E(xt) = µ. Vì E[(rt+1- µ)(xt - µx)] = E[E[(rt+1- µ)(xt - µx) | xt]] = E[(xt - µx)E[(rt+1- µ) | xt]] = E[(xt - µx)0] = E(0) = 0, nên cov(rt+1,xt) = 0 (7), với mọi t, và xt. Hệ số tương quan của rt+1 và xt là r = tt xr tt ss xrCov 1 ),( 1 + + , trong đó sx là độ lệch chuẩn của x. Vì cov(rt+1,xt) = 0, nên hệ số tương quan r = 0 (8). Thị trường hữu hiệu tồn tại khi hệ số tương quan này bằng 0. Hệ số tương quan càng gần 0, thị trường càng mang tính hữu hiệu, và ngược lại, khi hệ số tương quan càng khác 0, thị trường càng không hữu hiệu (xem xét dưới dạng yếu của giả thuyết này). Phương trình (8) được xem là một trong những ứng dụng quan trọng để kiểm tra tính hiệu quả của thị trường vốn. Vận dụng công thức này, sau đây, chúng ta sẽ khảo sát giá chứng khoán của một số công ty niêm yết trên thị trường chứng khoán TP. Hồ Chí Minh. Khảo sát giá cổ phiếu của một số công ty niêm yết trên thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh Phương pháp kiểm chứng: Ba phương pháp thống kê student, thống kê F, hay thống kê Durbin -Watson thường sử dụng để xem xét tính hữu hiệu của thị trường cổ phiếu. Bài viết này chọn phương pháp thống kê Student và thống kê Durbin-Watson để kiểm tra. Phương pháp thống kê student: 5 Xem R.E.Bailey, (2005), The Economics of Financial Markets”, Cambridge University Press, Chương 3; và Frank K. Reilly và Keith C. Brown, (1997), “Investment Analysis and Portfolio Management”, Fifth edition, Chương 7. 6 Xem Fredic S. Mishkin, (1992), “The Economics of Money, Banking, and Financial Markets”, chương 29, 7 Xem Xem R.E.Bailey, (2005), The Economics of Financial Markets”, Cambridge University Press, Chương 3 Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Gọi ρ là hệ số tương quan tổng thể, ta có: Ho : ρ = 0 H1: ρ ≠ 0 Sử dụng thống kê student: t = r× 21 2 r n − − , với v = n -2 bậc tự do. Khoảng bác bỏ giả thuyết: t tα/2,v. Phương pháp thống kê Durbin – Watson: Phương pháp kiểm tra Durbin – Watson xem xét bằng chứng về mối liên hệ giữa các phần sai số trong thống kê, bằng cách kiểm tra tính tự tương quan của các biến số trong một thời kỳ nhất định. Phương pháp này sử dụng thống kê: d = ∑ ∑ = = −− n i i n i ii e ee 1 2 2 2 1 )( với giá trị 0 ≤ d ≤ 4. Ta có giả thuyết sau: Ho : Các biến có tự tương quan H1: Các biến không có tự tương quan. Nếu 0 ≤ d ≤dL hoặc 4-dL ≤ d ≤ 4, ta có thể kết luận các biến có tự tương quan. Nếu dU ≤ d ≤ 4 – dU, ta có thể kết luận các biến không có tự tương quan. Và khi dL ≤ d ≤ dU, hoặc 4 - dU≤ d ≤4 - dL, thì ta không kết luận được tính tương quan của các biến số. Trong bài viết này, thống kê t- student được sử dụng để kiểm tra mẫu 88 ngày giao dịch, phương pháp thống kế Durbin – Watson được sử dụng để kiểm tra mẫu nhỏ hơn, với 44 ngày (44 ngày đầu và 44 ngày sau). Mẫu khảo sát: Đến ngày 15/5/2007, toàn bộ thị trường chứng khoán TP. Hồ Chí Minh có 107 cổ phiếu niêm yết. Lĩnh vực kinh doanh của các công ty phát hành cổ phiếu khá đa dạng, từ công nghệ thông tin (như FPT) đến lĩnh vực bánh kẹo như BBC, hay dược phẩm như Imexpharm. Quy mô vốn của các công ty này chênh lệch nhau khá lớn, từ ngân hàng Sài gòn Thương Tín với vốn khi niêm yết là 2089 tỷ đồng hay công ty cổ phần Sữa Việt Nam (Vinamilk) với vốn niêm yết là 1590 tỷ, đến các công ty khá nhỏ như Công ty cổ phần dược phẩm Imexpharm với số vốn khi niêm yết là 84 tỷ, công ty cổ Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 phần sơn Đồng Nai với vốn 11,4 tỷ. Vì vậy, trong bài viết này, chúng tôi sẽ chọn 10 công ty ở các lĩnh vực và quy mô khác nhau (xem bảng 1). Bảng 1: Các công ty được lựa chọn phân tích STT Lĩnh vực hoạt động Tên công ty Vốn niêm yết (tỷ đồng) Mã chứng khoán 1 Tài chính ngân hàng Ngân hàng CP Sài Gòn Thương Tín 2089,4 STB 2 Tin học Công ty CP FPT 608 FPT 3 Bánh kẹo, thực phẩm Công ty Bánh kẹo Biên Hòa 84,474 BBC 4 Xây dựng Công ty CP phát triển nhà Thủ Đức 170 TDH 5 Giao nhận vận tải Công ty GEMADEPT 349,95 GMD 6 Điện tử, điện lạnh Công ty CP Cơ điện lạnh 337 REE 7 Viễn thông Công ty CP Cáp và vật liệu Viễn Thông 374 SAM 8 Dược phẩm Công ty CP dược phẩm Imexpharm 84 IMP 9 Sữa, đồ uống Công ty Sữa Việt Nam 1590 VNM 10 Thủy sản Công ty CP XNK Thủy sản An Giang 78,785 AGF Về thời gian phân tích, các chứng khoán này được phân tích từ ngày 02/1/2007 đến 15/5/2007, tức 89 ngày giao dịch. Kiểm tra từ chỉ số VN-Index: Sử dụng số liệu thống kê chỉ số chứng khoán từ 02/1/2007 đến 15/5/2007, nếu dữ liệu đưa vào mô hình 2 ngày liên tiếp thì hệ số tương quan, r, sẽ là 0,5 hay -0,5, là một con số khá cao. Nếu dữ liệu sử dụng là 3, 4 hay 5 ngày liên tiếp thì hệ số tương quan rất biến động, từ -0,65 đến 0,65. Tương tự, nếu số liệu là 4 ngày cách nhau liên tiếp, thì hệ số tương quan dao động từ -0,84 đến 0,97. Như vậy, dựa vào chỉ số VN-Index, thị trường cổ phiếu thành phố Hồ Chí Minh không phải là thị trường vốn hữu hiệu, nếu kiểm tra dưới dạng thông tin yếu. Kết luận cũng tương tự như khi dùng chỉ số trong 10 ngày hay 20 ngày liên tiếp (Xem Phụ lục). Khi sử dụng thống kê student để kiểm tra giả thuyết ρ = 0, với mẫu thử 88 và độ tin cậy 95%, ta có khoảng bác bỏ giả thuyết t≤ -tα/2,v = -t0,025,86 = -1,989, và t≥ tα/2,v = t0,025,86 = 1,989. Ta có, t = r× 21 2 r n − − = -0,34216× 2)34216,0(1 244 −− − = 3,37692 > tα/2,v = t0,025,86 = 1,989. Vì vậy, có thể bác bỏ giả thuyết ρ = 0, nghĩa là thị trường chứng khoán TP. Hồ Chí Minh trong thời gian qua không hữu hiệu. Sử dụng phương pháp thống kê Durbin – Watson, với độ tin cậy α = 95%, tra bảng thống kê Durbin Watson, ta có dL = 1,47 và dU = 1,57. Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Ta có, 1,47 < d = ∑ ∑ = = −− n i i n i ii e ee 1 2 2 2 1 )( = 1,4838< 1,57. Như vậy, không thể kết luận thị trường chứng khoán TP. Hồ Chí Minh hiện nay là thị trường hữu hiệu nếu kiểm tra trên chỉ số VN-Index trong vòng 44 ngày giao dịch trên. Kiểm tra từ các cổ phiếu của 10 công ty trên: Sử dụng phương pháp thống kê t-student cho mẫu 88 ngày giao dịch: Tương tự như kiểm tra chỉ số VN-Index, nếu dữ liệu đưa vào mô hình là giá chứng khoán trong 2 ngày liên tiếp, thì không có cổ phiếu công ty nào ủng hộ giả thuyết thị trường hữu hiệu. Khi dữ liệu đưa vào là giá cả chứng khoán trong 3 ngày liên tiếp thì không có cổ phiếu công ty nào ủng hộ cho giả thuyết thị trường hữu hiệu. Với mẫu 88 ngày giao dịch và độ tin cậy 95%, ta có khoảng bác bỏ giả thuyết t ≤ -tα/2,v = -t0,025,86 = -1,989, và t ≥ tα/2,v = t0,025,86 = 1,989. Bảng 2: Giá trị r và t của 10 cổ phiếu GMD REE STB FPT VNM SAM TDH AGF BBC IMP r 0,3056 -0,0739 0,3641 0,1799 0,1127 0,2953 -0,1197 0,1911 -0,4727 0,2025 t 2,0802 -0,4804 2,5336 1,1853 0,7349 2,0031 -0,7812 1,2619 -3,4765 1,3400 Kết luận Bác bỏ giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Như vậy, cổ phiếu GMD, STB, SAM, và BBC không ủng hộ giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu, còn các cổ phiếu khác ủng hộ giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu. Sử dụng phương pháp thống kê Durbin-Watson cho mẫu 44 ngày giao dịch: Với độ tin cậy α = 95%, tra bảng thống kê Durbin Watson, ta có dL = 1,47 và dU = 1,57. Các khoảng kết luận: - 0≤ d ≤1,47, hoặc 2,53≤ d ≤ 4: các biến có tự tương quan (chấp nhận giả thuyết), - 1,47≤ d ≤ 1,57, hoặc 2,43≤ d ≤ 2,53: chưa thể kết luận, và - 1,57 ≤ d ≤ 2,43: các biến không có tự tương quan (bác bỏ giả thuyết) Tính d của các cổ phiếu, ta có bảng sau: Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Bảng 3: Giá trị r và t của 10 cổ phiếu GMD REE STB FPT VNM SAM TDH AGF BBC IMP d 1,9913 2,4094 1,3618 1,4248 2,0502 1,7374 1,7198 1,6988 2,9883 1,7488 Kết luận Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Chấp nhận giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Bác bỏ giả thuyết Từ bảng 3, ta thấy chỉ có cổ phiếu STB và FPT ủng hộ giả thuyết thị trường vốn hữu hiệu, còn các cổ phiếu khác không ủng hộ cho giả thuyết này. Kết luận và đề nghị Từ những dữ kiện được nêu ở trên, thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh hiện nay không phải là thị trường vốn hữu hiệu, nếu phân tích dưới dạng yếu của giả thuyết này. Kết luận này cũng không làm ngạc nhiên vì thị trường cổ phiếu TP. Hồ Chí Minh là thị trường chứng khoán mới nổi. Điều này cũng cho biết rằng, giá cả cổ phiếu không phản ánh kịp thời những thông tin mới được công bố. Đây là yếu tố quan trọng mà các nhà đầu tư cần xem xét khi phân tích và đưa ra các quyết định đầu tư của mình, đặc biệt là trong quá trình hội nhập vào thị trường tài chính toàn cầu đang diễn ra như vũ bão hiện nay. Tài liệu tham khảo: 1. Nguyễn Duy Tiến, Vũ Viết Yên, (2003), “Lý thuyết Xác Suất”, Chương 9, trang 272, Nhà xuất bản Giáo dục. 2. Cha, B and Cheung, Y L (1993). "The Impact of the US and the Japanese Equity Markets on the Emerging sian-Pacific Equity Markets". In Wong, K A, Francis Koh and Lim, K G (eds.). Proceedings of the Third International Conference on Asian-Pacific Financial Markets. Singapore: National University of Singapore. 3. Frank K. Reilly và Keith C. Brown, (1997), “Investment Analysis and Portfolio Management”, Fifth edition, Chương 7, trang 209 - 211. Fredic S. Mishkin, (1992), “The Economics of Money, Banking, and Financial Markets”, chương 29. 4. Jack C. Francis, and Roger Ibbotson, (2002), “Investments – A global Perspective”, Prentice Hall Press, chương 8, trang 188 -194 5. John H. Cochrane, (2005), “Asset Pricing”, chương 1, trang 4-10, Princeton University Press 6. Muzaffar Shah Habibullah & Ahmad Zubaidi Baharumshah (2001), “On the efficiency of the kuala lumpur stock exchange: some results using multivariate cointergration”, Tạp chí Kinh tế Đối Ngoại, Số 26, tháng 10/2007 Department of Economics, Faculty of Economic and Management, Universiti Pertanian Malaysia 7. Peter S. Rose, and Milton H. Marquis, (2006), “Money and Capital Markets”, McGraw- Hill, chương 3, trang 55 -56 8. R.E.Bailey, (2005), “The Economics of Financial Markets”, Cambridge University Press, Chương 3, trang 57 -64 Phụ lục A: Hệ số tương quan của chỉ số VN-Index, phân tích từ 3 ngày liên tiếp Ngày Chỉ số VN - Index Lợi tức COV S S R 18/05/2007 1,067 0.00658 -1.19912E-05 0.017449 0.017449 -0.04 17/05/2007 1,060 0.01809 -0.000118387 0.017828 0.017828 -0.31 16/05/2007 1,041 -0.01620 0.000134593 0.021547 0.021547 0.36 15/05/2007 1,058 -0.00753 -8.14496E-05 0.017285 0.017285 -0.36 14/05/2007 1,066 0.02469 4.05715E-05 0.013004 0.013004 0.31 11/5/2007 1,040 0.01942 -4.6337E-05 0.010096 0.010096 -0.28 10/5/2007 1,020 0.00000 0.000150607 0.016672 0.016672 0.51 9/5/2007 1,020 0.00491 -7.70488E-05 0.017565 0.017565 -0.31 8/5/2007 1,015 0.03102 8.56428E-05 0.014362 0.014362 0.32 7/5/2007 984 0.03833 1.20703E-05 0.018928 0.018928 0.12 4/5/2007 947 0.01062 -9.9055E-07 0.005282 0.005282 -0.02 3/5/2007 937 0.00214 -1.47385E-05 0.007755 0.007755 -0.29 2/5/2007 935 0.01183 1.76602E-05 0.006547 0.006547 0.00 … Hệ số tương quan của chỉ số VN-Index, phân tích từ 4 ngày liên tiếp Ngày Chỉ số VN - Index Lợi tức COV S S R 18/05/2007 1,067 0.00658 -6.05963E-05 0.015159 0.015159 -0.20 17/05/2007 1,060 0.01809 6.36649E-06 0.019709 0.019709 0.02 16/05/2007 1,041 -0.01620 5.72854E-05 0.020017 0.020017 0.19 15/05/2007 1,058 -0.00753 -3.87072E-05 0.015374 0.015374 -0.22 14/05/2007 1,066 0.02469 -1.16186E-05 0.011692 0.011692 -0.07 11/5/2007 1,040 0.01942 7.84213E-05 0.014112 0.014112 0.29 10/5/2007 1,020 0.00000 4.31103E-05 0.018944 0.018944 0.14 9/5/2007 1,020 0.00491 7.20031E-06 0.015989 0.015989 0.03 8/5/2007 1,015 0.03102 8.80991E-05 0.016964 0.016964 0.33 7/5/2007 984 0.03833 2.64281E-08 0.015671 0.015671 0.00 4/5/2007 947 0.01062 -1.12863E-05 0.006332 0.006332 -0.25 3/5/2007 937 0.00214 4.23921E-06 0.00702 0.00702 0.07 2/5/2007 935 0.01183 3.53418E-05 0.00859 0.00859 0.00 …